響應(yīng)面法優(yōu)化香蕉秸稈厭氧發(fā)酵產(chǎn)沼氣工藝

李 桃，王紀(jì)坤，黃宇釗，冼 萍

(廣西大學(xué)資源環(huán)境與材料學(xué)院，南寧 530004)

香蕉是我國重要的糧食作物，香蕉產(chǎn)業(yè)是熱帶地區(qū)農(nóng)村的支柱產(chǎn)業(yè)[1]，但是，由于香蕉是一年生草本植物，收獲香蕉的同時，會產(chǎn)生大量的秸稈副產(chǎn)物，因此，我國的香蕉秸稈資源相當(dāng)豐富，是熱帶農(nóng)業(yè)廢棄資源的重要組成部分，然而它們主要被堆置于田間地頭，任其腐爛，嚴(yán)重污染了農(nóng)村蕉園生態(tài)環(huán)境，且造成了資源的浪費[2～4]。如何規(guī)?；孟憬督斩捹Y源是新農(nóng)村香蕉產(chǎn)區(qū)建設(shè)的一項重要課題[2～4]。香蕉秸稈是一種優(yōu)質(zhì)的沼氣發(fā)酵原料[5～7]，以香蕉秸稈為原料進(jìn)行厭氧發(fā)酵產(chǎn)沼氣，實現(xiàn)了香蕉秸稈的資源化利用，對農(nóng)村能源產(chǎn)業(yè)的發(fā)展有一定的積極作用。

到目前為止，對香蕉秸稈厭氧發(fā)酵產(chǎn)沼氣的研究較少，為實現(xiàn)沼氣產(chǎn)量的最大化，提高發(fā)酵效率，需要對厭氧發(fā)酵條件進(jìn)行優(yōu)化，響應(yīng)面分析法可以建立總產(chǎn)氣量與影響因素之間的響應(yīng)面模型，綜合評價影響產(chǎn)氣量的因素以及各因素間的交互作用，并通過回歸分析實現(xiàn)對厭氧發(fā)酵過程的優(yōu)化，該方法在優(yōu)化秸稈厭氧發(fā)酵條件方面已經(jīng)得到廣泛應(yīng)用[8～12]。

本研究選取起始pH、發(fā)酵溫度、接種物濃度3個因素，采用單因素分析法確定因素水平的大致變化范圍，再運用響應(yīng)面分析法建立總產(chǎn)氣量與影響因素之間的回歸關(guān)系，優(yōu)化香蕉秸稈厭氧發(fā)酵產(chǎn)沼氣的工藝條件。

1 材料與方法

1.1 試驗裝置

如圖1所示，厭氧發(fā)酵產(chǎn)氣裝置由恒溫水浴鍋、1 L廣口發(fā)酵瓶、2.5 L集氣瓶和2 L燒杯四部分組成，燒杯用于收集從集氣瓶中排出的飽和食鹽水，飽和食鹽水可防止CO2等氣體溶于水中，因此排出的飽和食鹽水量即為產(chǎn)沼氣量。發(fā)酵瓶與集氣瓶瓶口用膠塞塞緊，各部分用乳膠管連接，所有接口部分均用密封膠密封，發(fā)酵瓶置于恒溫水浴鍋中以維持恒溫。

1—取樣口；2—導(dǎo)氣管；3—取氣口；4—導(dǎo)水管；5—恒溫水浴鍋圖1 厭氧發(fā)酵試驗裝置結(jié)構(gòu)示意圖Fig.1 Schematic of anaerobic fermentation equipment

1.2 試驗材料

香蕉秸稈取自廣西南寧市武鳴區(qū)香蕉園，香蕉秸稈洗凈后自然曬干，用鍘刀切成1～2 cm的小段。接種物為試驗室內(nèi)馴化培養(yǎng)的不產(chǎn)氣厭氧活性污泥。香蕉秸稈與接種物的理化指標(biāo)見表1。

表1 香蕉秸稈與接種物的理化指標(biāo)Tab.1 Physical and chemical characteristics of banana straw and inoculums

注：表中%是質(zhì)量百分?jǐn)?shù)。

1.3 試驗方法

1.3.1 預(yù)處理

之前筆者研究了不同濃度NaOH預(yù)處理對香蕉秸稈厭氧發(fā)酵的產(chǎn)氣效果的影響，結(jié)果顯示，將秸稈、NaOH和水按1(干物質(zhì))∶0.06∶9配比，于室溫(28±2 ℃)下預(yù)處理7天后進(jìn)行厭氧發(fā)酵，其產(chǎn)氣效果和應(yīng)用前景最佳(結(jié)果另文發(fā)表[13])。因此，本研究所用香蕉秸稈直接采用上述方法進(jìn)行預(yù)處理，預(yù)處理后的香蕉秸稈自然風(fēng)干備用。

1.3.2 厭氧發(fā)酵條件的單因素試驗

研究起始pH、發(fā)酵溫度、接種物濃度3個因素對香蕉秸稈厭氧發(fā)酵總產(chǎn)氣量的影響。接種物濃度按如下公式進(jìn)行計算：

w=m1/(m1+m2+m3)

(1)

w：接種物濃度(%)；m1：接種物質(zhì)量(g)；m2：香蕉秸稈質(zhì)量(g)；m3：水的質(zhì)量(g)。

將預(yù)處理后的香蕉秸稈進(jìn)行厭氧發(fā)酵，每組試驗設(shè)置兩個重復(fù)，發(fā)酵料液總質(zhì)量為800g，料液總固體質(zhì)量百分?jǐn)?shù)為6%～7%，將發(fā)酵裝置置于恒溫水浴鍋中，發(fā)酵周期為30d，每日測定產(chǎn)氣量。

1.3.3 發(fā)酵工藝條件優(yōu)化試驗

在單因素試驗的基礎(chǔ)上，為進(jìn)一步優(yōu)化發(fā)酵體系，本試驗根據(jù)Box-Behnken的中心組合試驗設(shè)計原理[10,12]，采用三因素三水平響應(yīng)面分析法，以起始pH、發(fā)酵溫度、接種物濃度為變量，以總產(chǎn)氣量為響應(yīng)值，一共進(jìn)行17組沼氣發(fā)酵試驗，發(fā)酵物料總質(zhì)量為800g，產(chǎn)氣時間為30d，每組試驗設(shè)三個平行，試驗結(jié)果取平均值，試驗因素和水平見表2。

表2 試驗因素及水平Tab.2 Experimental factors and levels

1.4 測定項目

TS含量采用烘干恒重法測定；VS含量采用灼燒恒重法測定；TC、TN采用全自動元素分析儀測定；產(chǎn)氣量采用排飽和食鹽水法測定；pH通過便攜式pH計(XB868)測定；纖維素、半纖維素、木質(zhì)素含量采用VAN SOEST法測定[14]。

1.5 分析軟件

響應(yīng)面設(shè)計分析采用Design-Expert 8.0.6軟件，試驗結(jié)果的方差分析采用SPSS軟件。

2 結(jié)果與討論

2.1 厭氧發(fā)酵條件的單因素試驗

2.1.1 起始pH對厭氧發(fā)酵總產(chǎn)氣量的影響

根據(jù)厭氧發(fā)酵的適宜pH為6～8[15]，選取發(fā)酵起始pH為6、6.5、7、7.5、8進(jìn)行發(fā)酵。由圖2可知，產(chǎn)氣結(jié)束時，總產(chǎn)氣量的大小為pH=7.5>pH=8>pH=7>pH=6.5>pH=6，pH=7.5、pH=8的處理組總產(chǎn)氣量遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于pH=7、pH=6.5、pH=6的處理組，pH=8處理組的總產(chǎn)氣量略低于pH=7.5處理組，pH=7.5處理組的總產(chǎn)氣量最大。其原因可能是甲烷菌的最適pH為7～8，起始pH過低抑制了甲烷菌的生長繁殖，產(chǎn)酸階段的揮發(fā)性脂肪酸(VFA)累積，導(dǎo)致體系出現(xiàn)了一定程度的酸化，產(chǎn)氣量也較低[16]。方差分析結(jié)果表明，各處理組總產(chǎn)氣量之間差異顯著(P<0.01)，說明起始pH對厭氧發(fā)酵總產(chǎn)氣量的影響較大。當(dāng)起始pH為7.5時，其總產(chǎn)氣量與其它起始pH下得到的總產(chǎn)氣量之間有顯著性差異(P<0.05)，故本試驗中選取的香蕉秸稈厭氧發(fā)酵最佳起始pH為7.5。

圖2 起始pH對厭氧發(fā)酵總產(chǎn)氣量的影響Fig.2 Effect of initial pH value on total biogas production

2.1.2 發(fā)酵溫度對厭氧發(fā)酵總產(chǎn)氣量的影響

厭氧發(fā)酵中溫菌群的適宜溫度為30℃～40℃左右，在此溫度區(qū)間內(nèi)發(fā)酵效果較好[17]。在此溫度條件范圍內(nèi)，選取四個發(fā)酵溫度值：32℃、35℃、38℃、41℃，進(jìn)行沼氣厭氧發(fā)酵。由圖3可知，發(fā)酵結(jié)束時，總產(chǎn)氣量的大小為38℃>41℃>35℃>32℃，總產(chǎn)氣量隨著發(fā)酵溫度的升高而逐漸升高，發(fā)酵溫度為38℃時的總產(chǎn)氣量略高于發(fā)酵溫度為41℃時的總產(chǎn)氣量。其原因可能是在一定范圍內(nèi)，厭氧菌活性隨著溫度的升高而增強，但溫度過高反而會抑制厭氧菌的生長繁殖，導(dǎo)致產(chǎn)氣量略微下降[16]。方差分析結(jié)果表明，發(fā)酵溫度為38℃、41℃時，其總產(chǎn)氣量與發(fā)酵溫度為32℃、35℃的處理組之間差異顯著(P<0.01)，但發(fā)酵溫度為38℃、41℃處理組的總產(chǎn)氣量之間無顯著性差異(P>0.05)，故本試驗中選取的香蕉秸稈厭氧發(fā)酵最佳溫度為38℃。

圖3 發(fā)酵溫度對厭氧發(fā)酵總產(chǎn)氣量的影響Fig.3 Effect of fermentation temperature on total biogas production

2.1.3 接種物濃度對厭氧發(fā)酵總產(chǎn)氣量的影響

本研究選取接種物濃度分別為20%、35%、50%、65%、80%，在此條件下進(jìn)行厭氧發(fā)酵產(chǎn)沼氣。由圖4可知，隨著接種物濃度的升高，總產(chǎn)氣量逐漸上升，當(dāng)接種物濃度為65%時，總產(chǎn)氣量最大，繼續(xù)增加接種物濃度，沼氣產(chǎn)量不增反降。理論上來說，物料一定時，接種物濃度越大，產(chǎn)氣量越大，但接種物濃度過大時，甲烷菌之間的相互競爭造成了抑制[18]，因此65%處理組的總產(chǎn)氣量略高于80%處理組。方差分析結(jié)果表明，接種物濃度為65%、80%時，其總產(chǎn)氣量與接種物濃度為20%、35%、50%的處理組之間差異顯著(P<0.01)，但接種物濃度為65%、80%處理組的總產(chǎn)氣量之間無顯著性差異(P>0.05)，故本實驗中選取的香蕉秸稈厭氧發(fā)酵最佳接種物濃度為65%。

圖4 接種物濃度對厭氧發(fā)酵總產(chǎn)氣量的影響Fig.4 Effect of inoculum concentration on total biogas production

2.2 發(fā)酵工藝條件優(yōu)化試驗

2.2.1 響應(yīng)面試驗設(shè)計與結(jié)果

響應(yīng)面試驗設(shè)計方案及試驗結(jié)果見表3。

表3 響應(yīng)面試驗方案及結(jié)果Tab.3 Experimental schemes and results of response surface designs

2.2.2 數(shù)學(xué)模型的建立及方差分析

以發(fā)酵起始pH為X1，發(fā)酵溫度為X2，接種物濃度為X3，以總產(chǎn)氣量Y為響應(yīng)值，利用Design-Expert8.0.6軟件對表3中的結(jié)果進(jìn)行回歸分析，得到的多元回歸模型如下：

Y=17848.40+22.13X1+301.13X2+346.25X3

+71.75X1X2+79.00X1X3-62.50X2X3

(2)

由回歸方程可知，系數(shù)的絕對值大小表明了該因素對總產(chǎn)氣量影響的強弱[11]。由一次項系數(shù)可以看出，各因素對厭氧發(fā)酵總產(chǎn)氣量的影響程度分別為X3>X2>X1(即接種物濃度>發(fā)酵溫度>起始pH)。從交互項系數(shù)可以看出，交互效應(yīng)影響情況為X1X3>X1X2>X2X3。使用數(shù)據(jù)處理軟件對上述回歸方程進(jìn)行方差分析，如表4所示。

表4 回歸模型方差分析Tab.4 Variance analysis of regression model

2.2.3 響應(yīng)面交互作用分析與優(yōu)化

在固定接種物濃度為65%的條件下，發(fā)酵溫度、起始pH及其兩者交互作用對香蕉秸稈厭氧發(fā)酵總產(chǎn)氣量影響的響應(yīng)面圖和等高線圖如圖5所示。從圖5(a)中可以看出，在設(shè)計范圍內(nèi)，發(fā)酵溫度對總產(chǎn)氣量的影響較顯著，曲面較陡，隨著發(fā)酵溫度的升高，總產(chǎn)氣量經(jīng)過一個先升高后降低的過程。pH對厭氧發(fā)酵總產(chǎn)氣量的影響不太顯著，曲面較緩，隨著起始pH的上升，總產(chǎn)氣量先小幅升高后略微減小。其原因可能是起始pH在7～8的范圍內(nèi)，該范圍較適于厭氧發(fā)酵的進(jìn)行，對其發(fā)酵進(jìn)程及產(chǎn)氣效果的影響不大。由圖5(b)可以看出，等高線呈橢圓形，說明兩因素交互作用較顯著[21]。在高發(fā)酵溫度、高起始pH的條件下，總產(chǎn)氣量較高。當(dāng)發(fā)酵溫度在38～40℃的范圍內(nèi)時，產(chǎn)氣效果最好。

在發(fā)酵溫度為38℃的條件下，接種物濃度、起始pH及其兩者交互作用對香蕉秸稈厭氧發(fā)酵總產(chǎn)氣量影響的響應(yīng)面圖和等高線圖如圖6所示。從圖6(a)中可以看出，發(fā)酵總產(chǎn)氣量在設(shè)計范圍內(nèi)隨著接種物濃度和起始pH的增大而逐漸升高，到達(dá)一定程度后又逐漸下降。由圖6(b)可知，等高線呈橢圓形，說明兩因素交互作用較顯著[21]。接種物濃度對厭氧發(fā)酵總產(chǎn)氣量的影響較大，當(dāng)接種物濃度在70%～74%的范圍內(nèi)時，總產(chǎn)氣量達(dá)到最大。

圖5 發(fā)酵溫度和起始pH對厭氧發(fā)酵總產(chǎn)氣量的影響Fig.5 Effect of fermentation temperature and initial PH value on total biogas production

圖6 接種物濃度和起始pH對厭氧發(fā)酵總產(chǎn)氣量的影響Fig.6 Effect of inoculum concentration and initial PH value on total biogas production

在pH為7.5的條件下，接種物濃度、發(fā)酵溫度及其兩者交互作用對香蕉秸稈厭氧發(fā)酵總產(chǎn)氣量影響的響應(yīng)面圖和等高線圖如圖7所示。由圖7(a)可知，響應(yīng)曲面坡度較大，說明接種物濃度與發(fā)酵溫度對總產(chǎn)氣量的影響較大[11]。在設(shè)計范圍內(nèi)，隨著接種物濃度與發(fā)酵溫度的升高，總產(chǎn)氣量先升高后下降。由圖7(b)可知，在高接種物濃度、高發(fā)酵溫度的條件下，厭氧發(fā)酵的總產(chǎn)氣量較大。

圖7 接種物濃度和發(fā)酵溫度對厭氧發(fā)酵總產(chǎn)氣量的影響Fig.7 Effect of inoculum concentration and fermentation temperature on total biogas production

2.2.4 最佳發(fā)酵條件的確定及驗證試驗

以總產(chǎn)氣量為響應(yīng)值，利用Design expert 8.0.6軟件求解回歸方程得到香蕉秸稈厭氧發(fā)酵的最佳工藝條件為：起始pH為7.87，發(fā)酵溫度為39.45℃，接種物濃度為72.61%。在此條件下香蕉秸稈厭氧發(fā)酵總產(chǎn)氣量的預(yù)測值為18 017.20mL。

為了方便起見，將發(fā)酵起始pH定為7.9，發(fā)酵溫度定為39.5℃，接種物濃度定為72.6%。依據(jù)所確定的最佳條件，進(jìn)行香蕉秸稈厭氧發(fā)酵產(chǎn)沼氣的驗證試驗，共進(jìn)行三組平行試驗，其總產(chǎn)氣量的平均值為17 816.40mL，預(yù)測值與試驗值的相對偏差為1.11%，小于3%，且方差分析結(jié)果表明預(yù)測值與試驗值之間無顯著性差異(P>0.05)，說明該方法可以較好的預(yù)測香蕉秸稈厭氧發(fā)酵的總沼氣產(chǎn)量，回歸模型擬合較好，得到的厭氧發(fā)酵最佳工藝條件可靠性較高，具有一定的實用價值。

3 結(jié) 論

3.1 通過響應(yīng)面法對香蕉秸稈厭氧發(fā)酵產(chǎn)沼氣的工藝參數(shù)進(jìn)行優(yōu)化，建立了發(fā)酵起始pH、發(fā)酵溫度、接種物濃度3個因素對總產(chǎn)氣量影響的回歸模型，模型具有高度的顯著性(P<0.000 1)，相關(guān)系數(shù)R2=0.996 1，模型擬合度很高，實驗誤差較小，可以用此模型來分析和預(yù)測香蕉秸稈厭氧發(fā)酵的總產(chǎn)氣量。

3.2 發(fā)酵溫度、接種物濃度與總產(chǎn)氣量呈顯著相關(guān)性，起始pH對總產(chǎn)氣量的影響不顯著，其影響程度為接種物濃度>發(fā)酵溫度>起始pH。

3.3 通過對回歸模型的求解得到香蕉秸稈厭氧發(fā)酵產(chǎn)沼氣的最優(yōu)化條件為：起始pH為7.87，發(fā)酵溫度為39.45℃，接種物濃度為72.61%，在此條件下香蕉秸稈厭氧發(fā)酵總產(chǎn)氣量的預(yù)測值為18 017.20mL，試驗值為17 816.40mL，二者相對偏差為1.11%。由于本研究在響應(yīng)面優(yōu)化試驗中所選取的起始pH范圍均適宜微生物生長，所以起始pH對總產(chǎn)氣量的影響不太顯著，在后續(xù)研究中有必要進(jìn)一步考察低于7或高于8的條件下pH對總產(chǎn)氣量的影響。

3.4 利用響應(yīng)面分析法所得的模型能夠很好地優(yōu)化香蕉秸稈厭氧發(fā)酵條件并預(yù)測總產(chǎn)氣量，得到的最優(yōu)工藝參數(shù)較為可靠，具有一定的實用價值。