袁小利 向天勇 袁鐵英 楊志勇

摘要[目的]研究采用響應(yīng)面法優(yōu)化稻草厭氧發(fā)酵工藝。[方法]利用中心組合試驗(yàn)設(shè)計(jì)，考察總固體（TS）含量、發(fā)酵溫度、尿素添加量對(duì)稻草厭氧發(fā)酵的影響，采用響應(yīng)面分析方法對(duì)工藝參數(shù)進(jìn)行優(yōu)化。[結(jié)果]根據(jù)試驗(yàn)數(shù)據(jù)建立的二次多項(xiàng)式數(shù)學(xué)模型極顯著，相關(guān)系數(shù)R2=0.968 4，說(shuō)明預(yù)測(cè)值和試驗(yàn)值之間擬合度較好。通過(guò)模型預(yù)測(cè)得到稻草厭氧發(fā)酵產(chǎn)沼氣的最優(yōu)工藝組合為總固體含量637%，發(fā)酵溫度32.64 ℃，尿素添加量4.28%，預(yù)期可能最大單位TS產(chǎn)氣率236.60 mL/g，試驗(yàn)值為241.00 mL/g，二者相對(duì)偏差為182%。[結(jié)論]利用響應(yīng)面法優(yōu)化稻草厭氧發(fā)酵工藝參數(shù)可行，可以較好地預(yù)測(cè)單位TS產(chǎn)氣率。

關(guān)鍵詞 稻草；響應(yīng)面；厭氧發(fā)酵；沼氣產(chǎn)氣率

中圖分類(lèi)號(hào) S216.4 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A 文章編號(hào) 0517-6611（2016）09-081-03

Abstract[Objective]The aim was to optimize rice straw anaerobic fermentation technology by using response surface methodology.[Method]The effect of total solid content， fermentation temperature and urea concentration on the anaerobic fermentation of rice straw was investigated by BoxBenhnken Design experiment. The process parameters were optimized by response surface methodology （RSM）.[Result]The results showed that the quadratic regression mathematics model established according to experimental data had highly significant， in which the correlation coefficient R2 was 0.968 4， which illustrated that the predicted value fit the experimental value very well. The optimum process parameters of anaerobic fermentation of rice straw was obtained through the model， which were as follows： the 6.37% of total solid content， 3264 ℃ of fermentation temperature， 4.28% of urea concentration， the predicted biogas yield was 236.60 mL/g， the experimental value was 241.00 mL/g， and the relative deviation was 1.82%.[Conclusion]It is feasible and reliable that the response surface methodology （RSM） could be used for optimizing the rice straw anaerobic fermentation process， and could well predict the biogas yield.

Key words Rice straw；Response surface methodology；Anaerobic fermentation； Biogas yield

農(nóng)作物秸稈是一種重要的富含有機(jī)質(zhì)的生物質(zhì)能源[1]，其重要的利用途徑是通過(guò)厭氧發(fā)酵將生物質(zhì)轉(zhuǎn)化為清潔能源沼氣，以實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)廢棄物的資源化利用。但在實(shí)際生產(chǎn)中，要達(dá)到產(chǎn)氣率高且最大限度地提高秸稈原料利用率的目的，仍需對(duì)產(chǎn)氣的影響因素進(jìn)行分析[2]。

目前，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)農(nóng)作物秸稈厭氧發(fā)酵產(chǎn)沼氣進(jìn)行了大量研究[3-7]，但對(duì)響應(yīng)面法優(yōu)化厭氧發(fā)酵工藝的研究尚不多見(jiàn)。響應(yīng)面法（Response Surface Methodology，RSM）是數(shù)學(xué)方法和統(tǒng)計(jì)方法結(jié)合的產(chǎn)物，是一種優(yōu)化反應(yīng)條件和加工工藝參數(shù)的有效方法[8]。該方法通過(guò)一系列確定性試驗(yàn)，采用多項(xiàng)式函數(shù)擬合因素與響應(yīng)值之間的函數(shù)關(guān)系，通過(guò)分析回歸方程尋求最優(yōu)工藝參數(shù)，是一種比單因素分析方法更有效的統(tǒng)計(jì)方法[9-10]。與正交試驗(yàn)相比，響應(yīng)面法利用有限的試驗(yàn)就能研究幾種因素間的交互作用，且求得的回歸方程精度高[11]。筆者選取總固體含量（TS）、發(fā)酵溫度、尿素添加量3個(gè)因素，利用中心組合試驗(yàn)設(shè)計(jì)（Box Benhnken Design，BBD）考察了3個(gè)因素對(duì)稻草厭氧發(fā)酵單位TS產(chǎn)氣率的影響，運(yùn)用響應(yīng)面分析方法對(duì)工藝參數(shù)進(jìn)行優(yōu)化，以期為稻草厭氧發(fā)酵在實(shí)際生產(chǎn)中的應(yīng)用提供理論依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 發(fā)酵原料

供試稻秸均取自浙江省嘉興市，經(jīng)自然風(fēng)干后用粉碎機(jī)粉碎至20目左右，置干燥通風(fēng)處備用。稻草的總固體質(zhì)量分?jǐn)?shù)為91.81%。接種物取自中溫厭氧發(fā)酵試驗(yàn)的發(fā)酵液，經(jīng)紗布過(guò)濾后備用。經(jīng)測(cè)定，中溫接種物的TS為7.82%，pH為7.4左右。

1.2 試驗(yàn)裝置 試驗(yàn)裝置見(jiàn)圖1。圖中1為磁力攪拌器，2為發(fā)酵瓶，3為集氣瓶，4為集水瓶，5為發(fā)酵物料，6為水，7為導(dǎo)氣管，8為導(dǎo)水管。

1.3 試驗(yàn)設(shè)計(jì)

根據(jù)BBD原理，在前期單因素試驗(yàn)的基礎(chǔ)上，選定TS、發(fā)酵溫度、尿素添加量3個(gè)因素，每因素設(shè)3個(gè)水平，以沼氣單位TS產(chǎn)氣率為響應(yīng)變量。試驗(yàn)設(shè)計(jì)見(jiàn)表1。

1.4 試驗(yàn)方案

根據(jù)中心組合試驗(yàn)設(shè)計(jì)，共17組稻草厭氧發(fā)酵試驗(yàn)。發(fā)酵瓶的容積為5 000 mL，其中發(fā)酵物料總質(zhì)量均為2 000 g，加入的接種物均為800 g。各組試驗(yàn)原料配比

見(jiàn)表2。每組試驗(yàn)設(shè)試驗(yàn)組和對(duì)照組，每組設(shè)3個(gè)平行。發(fā)酵試驗(yàn)共45 d，采用排水法收集氣體，每天記錄產(chǎn)氣量。利用Design-Expert軟件進(jìn)行試驗(yàn)設(shè)計(jì)分析和預(yù)測(cè)數(shù)據(jù)，對(duì)各變量單位TS產(chǎn)氣率的影響進(jìn)行評(píng)價(jià)。同時(shí)，對(duì)模型的可靠性進(jìn)行驗(yàn)證試驗(yàn)。

1.5 測(cè)定項(xiàng)目與方法

1.5.1

產(chǎn)氣量。產(chǎn)氣量是指厭氧消化過(guò)程中發(fā)酵原料產(chǎn)生的氣體量，是衡量厭氧發(fā)酵工藝優(yōu)劣，反映整個(gè)消化系統(tǒng)運(yùn)行效率高低的重要參數(shù)[12]。產(chǎn)氣量采用排水法收集。

2.2 優(yōu)化厭氧發(fā)酵工藝參數(shù)

采用響應(yīng)面法對(duì)模型進(jìn)行優(yōu)化，繪制響應(yīng)曲面及等高線圖，分析不同因素對(duì)單位TS產(chǎn)氣率的交互作用。在固定尿素添加量為4.00%條件下，TS含量、發(fā)酵溫度及兩者交互作用對(duì)稻秸單位TS產(chǎn)氣率的影響見(jiàn)圖2a和圖b。從圖2a和圖b可以看出，隨著發(fā)酵溫度的升高，單位TS產(chǎn)氣率變化幅度較小，而TS含量的增加，單位TS產(chǎn)氣率變化呈上升趨勢(shì)。

在TS含量為5.00%條件下，發(fā)酵溫度、尿素添加量以及兩者交互作用對(duì)稻秸單位TS產(chǎn)氣率的影響見(jiàn)圖2c和圖2d。從圖2c可以看出，在TS含量為5.00%的情況下，尿素添加量和發(fā)酵溫度對(duì)其單位TS產(chǎn)氣率影響較小，且起始單位TS產(chǎn)氣率較高。結(jié)合圖2d可見(jiàn)，在發(fā)酵溫度固定的情況下，尿素添加量的增加對(duì)其單位TS產(chǎn)氣率變化影響不大；在尿素添加量固定的情況下，隨著發(fā)酵溫度的升高，單位TS產(chǎn)氣率先升高后又緩慢下降，在溫度為33 ℃左右時(shí)達(dá)到最大。

在發(fā)酵溫度為35 ℃條件下，TS含量、尿素添加量及兩者交互作用對(duì)稻秸單位TS產(chǎn)氣率的影響見(jiàn)圖2e和圖2f。從圖2e可以看出，隨著TS含量、尿素添加量的增加，單位TS產(chǎn)氣率呈先升后降的趨勢(shì)；從圖2f可以看出，在TS含量固定的情況下，隨著尿素添加量的增加，單位TS產(chǎn)氣率不斷升高，在尿素添加量為3.30%左右時(shí)，單位TS產(chǎn)氣率達(dá)到最大后又緩慢下降；在尿素添加量固定的情況下，隨著TS含量的增加，單位TS產(chǎn)氣率也呈遞增趨勢(shì)，在TS含量為5.90%時(shí)達(dá)到最大。

2.3 模型的驗(yàn)證

通過(guò)模型優(yōu)化，得到最優(yōu)工藝條件，即TS含量為6.37%，發(fā)酵溫度為32.64 ℃，尿素添加量為4.28%。為了驗(yàn)證模型的可靠性和準(zhǔn)確性，在上述優(yōu)化條件下進(jìn)行驗(yàn)證試驗(yàn)，得到稻秸厭氧發(fā)酵單位TS產(chǎn)氣率的預(yù)測(cè)值與試驗(yàn)值分別為236.60、241.00 mL/g，試驗(yàn)所得單位TS產(chǎn)氣率接近響應(yīng)面法獲得預(yù)測(cè)值?？梢?jiàn)，響應(yīng)面法可以較好地預(yù)測(cè)實(shí)際的單位TS產(chǎn)氣率，從而證實(shí)利用響應(yīng)面法優(yōu)化稻秸厭氧發(fā)酵產(chǎn)甲烷工藝的可行性。

3 結(jié)論

（1）使用中心組合試驗(yàn)設(shè)計(jì)，克服了正交設(shè)計(jì)只能處理離散的水平值，難以找出整個(gè)區(qū)域因素的最佳組合以及響應(yīng)最優(yōu)值的缺陷，且減少了試驗(yàn)次數(shù)，僅分析幾種因素間的交互作用，可以較全面地反映各因素水平。

（2）通過(guò)響應(yīng)面方法分析，在選取的總固體含量、發(fā)酵溫度、尿素添加量3因素中，其中總固體含量TS產(chǎn)氣率有顯著影響，三者對(duì)單位TS產(chǎn)氣率的影響由大到小依次為總固體

含量、發(fā)酵溫度、尿素添加量。

（3）通過(guò)模型預(yù)測(cè)得到總固體含量、發(fā)酵溫度、尿素添加量稻秸厭氧發(fā)酵產(chǎn)沼氣的最優(yōu)工藝組合為總固體含量637%、發(fā)酵溫度32.64 ℃、尿素添加量4.28%，預(yù)期可能最大單位TS產(chǎn)氣率236.60 mL/g，試驗(yàn)值為241.00 mL/g，二者相對(duì)偏差為1.82%。因此，利用響應(yīng)面法進(jìn)行稻草厭氧發(fā)酵工藝參數(shù)的優(yōu)化可行，可以較好地預(yù)測(cè)單位TS產(chǎn)氣率。

參考文獻(xiàn)

[1]羅婕，劉志國(guó).生物質(zhì)利用技術(shù)研究進(jìn)展[J].株洲師范高等專(zhuān)科學(xué)校學(xué)報(bào)，2006，11（2）：48-51.

[2]張全國(guó).沼氣技術(shù)及其應(yīng)用[M].北京：化學(xué)工業(yè)出版社，2005：29.

[3]ZHANG R H，ZHANG Z Q.Biogasification of rice straw with all an aerobic phased solids digester system[J].Bioresearch technology，1999，68：235-245.

[4]LUO Q M，LI X J，ZHU B N，et al.Anaerobic biogas ification of NaOHtreated corn stalk[J].Transactions of the C SAE，2005，21（2）：111-115.

[5]JONATAN A，LOVISA B.Evaluat ion of straw as a biofilm carrier in them ethanogen icstage of two-stage anaerobic digestion of crop res idues[J].Bioresource technology，2002，85（1）：51-56.

[6]潘亞杰，張雷，郭軍，等.農(nóng)作物秸稈生物法降解的研究[J].可再生能源，2005（3）：33-35.

[7]李連華，馬隆龍，袁振宏，等.農(nóng)作物秸稈的厭氧消化試驗(yàn)研究[J].農(nóng)業(yè)環(huán)境科學(xué)學(xué)報(bào)，2007，26（1）：335-338.

[8]汪仁官.試驗(yàn)設(shè)計(jì)與分析[M].北京：中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社，1998.

[9]GIOVINNI M.Response surface methodology and product optimization[J].Food technology，1982，37（9）：41-45.

[10]楊文雄，高彥祥.響應(yīng)面法及其在食品工業(yè)中的應(yīng)用[J].中國(guó)食品添加劑，2005，2（2）：68-71.

[11]李亞娜，林永成，佘志剛.響應(yīng)面分析法優(yōu)化羊棲菜多糖的提取工藝[J].華南理工大學(xué)學(xué)報(bào)（自然科學(xué)版），2004，32（11）：29-31.

[12]宋籽霖，李軼冰，楊改河，等.溫度及總固體濃度對(duì)糞稈混合發(fā)酵產(chǎn)氣特性的影響[J].農(nóng)業(yè)工程學(xué)報(bào)，2010，26（7）：260-265.

[13]樂(lè)毅全，王士芬.環(huán)境微生物學(xué)[M].北京：化學(xué)工業(yè)出版社，2005.