林炳榮

（龍巖水發(fā)環(huán)境發(fā)展有限公司 福建龍巖 364000）

目前我國每年產(chǎn)生的餐廚垃圾約達(dá)9 800 萬t［1］，餐廚垃圾蘊含豐富的生物質(zhì)能，資源化利用潛力巨大。但由于餐廚垃圾組分差異大、雜質(zhì)多樣、規(guī)律性差，高含水率（約75%～85%）導(dǎo)致低位熱值僅為1 500～2 500 kJ/kg，不適于直接焚燒或填埋［2］。并且餐廚垃圾油脂含量相對較高，導(dǎo)致堆料體系出現(xiàn)厭氧狀態(tài)，致使體系轉(zhuǎn)化為厭氧發(fā)酵而酸化，不利于堆肥體系內(nèi)微生物的生長［3］。因此，在已建的大型餐廚垃圾處理工程中，約有74.3%采用厭氧消化技術(shù)。將餐廚垃圾經(jīng)過厭氧發(fā)酵生產(chǎn)沼氣，既可以減少當(dāng)前面臨的能源危機問題，又可以減輕環(huán)境污染的問題，是目前研究最多的一種技術(shù)，也是未來處理餐廚垃圾的主流技術(shù)。餐廚垃圾沼氣工程的運行效率涉及到10 多個工況參數(shù)，如何選定較重要的運行參數(shù)進行優(yōu)化，是工程運行期間確實需要解決的問題。為此，本研究結(jié)合餐廚垃圾沼氣工程1 a 的運行工況數(shù)據(jù)，分析工程運行效率的關(guān)鍵影響因素，以期為同類餐廚垃圾沼氣工程運行工藝優(yōu)化提供科學(xué)參考依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)來源于龍巖水發(fā)環(huán)境發(fā)展有限公司已建成的設(shè)計規(guī)模150 t/d 的餐廚垃圾厭氧發(fā)酵沼氣工程的控制系統(tǒng)，包括沼氣產(chǎn)量、甲烷產(chǎn)量、進水罐溫度、厭氧罐溫度、罐頂壓力、餐廚垃圾量、回收油脂量、預(yù)處理固渣比例、進料罐進料量、沼液產(chǎn)生量、進料罐物料停留時間、厭氧罐物料停留時間、排沼液時間等工況數(shù)據(jù)。

1.2 數(shù)據(jù)處理

用SPSS 統(tǒng)計軟件對運行1 a 的日常生產(chǎn)工況數(shù)據(jù)進行主成分分析，求出少數(shù)幾個主成分（綜合指標(biāo)）及其與運行效率指標(biāo)（產(chǎn)甲烷潛力）的主成分回歸方程，依據(jù)求得的主成分（綜合指標(biāo)）的隸屬函數(shù)值和權(quán)重，計算每天的運行效率綜合評價值（D），依據(jù)D 值按最大距離法進行聚類分析。

（1）隸屬函數(shù)值。用式（1）求得運行期間每天各綜合指標(biāo)的隸屬函數(shù)值［4-5］。

式中：Xj表示第j 個綜合指標(biāo)得分；Xmin表示第j 個綜合指標(biāo)得分的最小值；Xmax表示第j 個綜合指標(biāo)得分的最大值。

（2）權(quán)重。用式（2）可求出各綜合指標(biāo)的權(quán)重［4-5］。

式中：wj表示第j 個綜合指標(biāo)在所有綜合指標(biāo)中的重要程度即權(quán)重；pj為第j 個綜合指標(biāo)的貢獻率，bj為第j 個綜合指標(biāo)在主成分回歸方程中的系數(shù)。

（3）綜合運行效率。用式（3）計算每天的綜合運行效率大?。?-5］。

式中：D 值為運行期間每天用綜合指標(biāo)評價所得的運行效率綜合評價值。

2 結(jié)果與討論

2.1 餐廚垃圾沼氣工程運行過程工況數(shù)據(jù)動態(tài)分析

該工程設(shè)計值為每日處理餐廚垃圾150 t，但在實際運行過程中由于收運范圍的限制，最高才接近70 t，且由于受實際收運量的影響（如學(xué)校寒暑假、工廠工人春節(jié)回鄉(xiāng)），日添加餐廚垃圾量出現(xiàn)較大波動，由此導(dǎo)致日沼氣產(chǎn)量和日甲烷產(chǎn)量也出現(xiàn)較大波動［見圖1（a），1（b）］，變異系數(shù)分別達(dá)到114.27%和117.41%（見表1）。2021 年2 月12 日（春節(jié)）餐廚垃圾添加量最低才10 t，當(dāng)天的日沼氣產(chǎn)量和日甲烷產(chǎn)量也最低，分別為415.64 m3和261.85 m3；2021 年7 月1 日—2021 年9 月1日期間（暑假），收運量也明顯減少，基本低于50 t［見圖1（c）］。2021 年10 月28 日的餐廚垃圾添加量最高為69.73 t，當(dāng)天的日沼氣產(chǎn)量也最高，達(dá)2 754.34 m3，但由于產(chǎn)甲烷潛力的差異，甲烷產(chǎn)量最高出現(xiàn)在2021 年11 月23 日，達(dá)到1 789.86 m3，當(dāng)天基于餐廚垃圾的產(chǎn)甲烷潛力最高為26.00 m3/t，全年基于餐廚垃圾的產(chǎn)甲烷潛力為（24.85±0.39）m3/t［見圖1（d）］，還只達(dá)到文獻報道的國內(nèi)領(lǐng)先水平45 m3/t［6］的一半。因此，很有必要尋找最佳的工況參數(shù)設(shè)置方案，對工程運行參數(shù)進行優(yōu)化。

表1 日常生產(chǎn)工況數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計量

圖1 餐廚垃圾沼氣工程運行過程工況數(shù)據(jù)動態(tài)變化

通過分析工況數(shù)據(jù)可知，回收油脂量、進料罐進料量、沼液產(chǎn)生量這3 個參數(shù)分別占餐廚垃圾量的4.00%、120%和110%，厭氧罐物料停留時間和排沼液時間在運行過程分別保持恒定為5.5 h 和3.5 h，故分析過程將這些參數(shù)舍去，不作分析。為此，選用甲烷產(chǎn)量、進水罐溫度、厭氧罐溫度、罐頂壓力、餐廚垃圾量、預(yù)處理固渣比例、進料罐物料停留時間等作進一步分析。

2.2 工況數(shù)據(jù)相關(guān)性分析與共線性診斷

工況參數(shù)之間的相關(guān)系數(shù)矩陣見表2。

表2 工況參數(shù)之間的相關(guān)系數(shù)矩陣

表3 以產(chǎn)甲烷潛力為因變量的共線性診斷結(jié)果

從表2 可知，作為沼氣工程運行效率重要指標(biāo)的產(chǎn)甲烷潛力與進水罐溫度、厭氧罐溫度、罐頂壓力的相關(guān)性較小，而與日甲烷產(chǎn)量和預(yù)處理固渣比例2 個工況參數(shù)存在極顯著相關(guān)性；進水罐溫度與罐頂壓力之間存在顯著相關(guān)性；餐廚垃圾量與進料罐物料停留時間之間存在極顯著相關(guān)性。因此，無法簡單的選用其中某個參數(shù)或者隨機選擇某幾個參數(shù)來優(yōu)化沼氣工程運行效率，而應(yīng)該全面考慮這7 個參數(shù)。

以產(chǎn)甲烷潛力（y）為因變量，日甲烷產(chǎn)量（X1）、進水罐溫度（X2）、厭氧罐溫度（X3）、罐頂壓力（X4）、餐廚垃圾量（X5）、預(yù)處理固渣比例（X6）和進料罐物料停留時間（X7）為自變量，通過回歸的共線性診斷可以發(fā)現(xiàn)，方差膨脹因子（Variance Inflation Factor，VIF）多個指標(biāo)大于10，存在高度的共線性，不適合直接做線性回歸。因此，可以采用主成分分析回歸的方法消除共線性的影響。

2.3 KMO 和Bartlett 檢驗

Kaiser-Meyer-Olkin（KMO）和Bartlett 的檢驗結(jié)果見表4。

表4 KMO 和Bartlett 的檢驗結(jié)果

KMO 和Bartlett 檢驗用于監(jiān)測原始數(shù)據(jù)是否適用于主成分分析，工況數(shù)據(jù)的KMO 值為0.698＞0.5，說明數(shù)據(jù)適用于主成分分析；Bartlett 檢驗的顯著性＜0.01，因此，認(rèn)為主成分分析是有效的。

2.4 工況數(shù)據(jù)的主成分分析

工況數(shù)據(jù)的總方差解釋見表5。

表5 工況數(shù)據(jù)的總方差解釋

利用SPSS 統(tǒng)計軟件對原始數(shù)據(jù)進行標(biāo)準(zhǔn)化處理后，對甲烷產(chǎn)量（X1）、進水罐溫度（X2）、厭氧罐溫度（X3）、罐頂壓力（X4）、餐廚垃圾量（X5）、預(yù)處理固渣比例（X6）、進料罐物料停留時間（X7）等7 個工況參數(shù)進行主成分分析，前4 個綜合指標(biāo)的貢獻率分別為42.045%、15.991%、15.094%和13.882%，累積貢獻率達(dá)87.012%（表5），已經(jīng)大于85%，說明提取已經(jīng)足夠。這樣就把原來7 個工況參數(shù)轉(zhuǎn)換為4 個新的相互獨立的綜合指標(biāo)，分別定義為第一、二、三、四主成分。各個工況參數(shù)的主成分得分系數(shù)及貢獻率見表6。

表6 各個工況參數(shù)的主成分得分系數(shù)及貢獻率

從表6 可看出，決定第一主成分的主要是日甲烷產(chǎn)量（X1）、餐廚垃圾量（X5）、進料罐物料停留時間（X7）等工況數(shù)據(jù)，第一主成分反映原始數(shù)據(jù)信息量的42.045%，這幾個工況參數(shù)可歸屬為物料轉(zhuǎn)化利用指標(biāo)，因此，可以把第一主成分稱為物料轉(zhuǎn)化利用指標(biāo)。決定第二主成分大小的主要是進水罐溫度（X2）、罐頂壓力（X4），其貢獻率為15.991%，其中以罐頂壓力（X4）的特征向量絕對值最大，稱其為壓力指標(biāo)。決定第三主成分大小的主要是厭氧罐溫度（X3）和預(yù)處理固渣比例（X6），其貢獻率為15.094%，其中以預(yù)處理固渣比例（X6）的特征向量絕對值最大，稱其為稱為殘渣指標(biāo)。決定第四主成分大小的主要是進水罐溫度（X2）和厭氧罐溫度（X3），其貢獻率為13.882%，稱其為溫度指標(biāo)。

2.5 主成分回歸

通過轉(zhuǎn)換計算變量Z1=FAC1-1×sqrt（2.943），Z2=FAC2-1×sqrt（1.119），Z3=FAC3-1×sqrt（1.057）；Z4=FAC4-1×sqrt（0.972），生成Z1、Z2、Z3 和Z4 等4 個主成分的相應(yīng)數(shù)值，利用標(biāo)準(zhǔn)化產(chǎn)甲烷潛力Zy 為因變量，主成分Z1、Z2、Z3 和Z4 為自變量，進行回歸，F(xiàn)=4.417，P=0.002＜0.01。主成分回歸共線性診斷見表7。

表7 主成分回歸共線性診斷

由表7 可知，共線性診斷發(fā)現(xiàn)主成分回歸沒有共線性，剔除無顯著性（P≥0.10）項，得回歸方程見式（4）。

可見，基于餐廚垃圾量的產(chǎn)甲烷潛力（y）的影響因素可歸結(jié)為物料利用指標(biāo)和溫度指標(biāo)2 類。

2.6 綜合評價

（1）隸屬函數(shù)分析。根據(jù)式（1）求出每天所有綜合指標(biāo)的隸屬函數(shù)值。對于綜合指標(biāo)如Z1 而言，2021 年10 月28 日這天的u1 值最大，為1.000，表明這天在Z1 這一綜合指標(biāo)上，物料轉(zhuǎn)化利用效率最高，這天的日沼氣產(chǎn)量最高為2 754.34 m3；2021 年2 月12 日這天的u1 值最小，為0.000，這天的日沼氣產(chǎn)量和日甲烷產(chǎn)量最低，分別僅為415.64 m3和261.85 m3，說明在Z1 這一綜合指標(biāo)上，物料轉(zhuǎn)化利用最少。

（2）權(quán)重的確定。根據(jù)Z1、Z2、Z3、Z4 等4 個綜合指標(biāo)貢獻率分別為42.045%、15.991%、15.094%和13.882%，用式（2）可求出其權(quán)重，4 個綜合指標(biāo)的權(quán)重分別為0.622、0、0 和0.378。

（3）綜合評價。用式（3）計算每天綜合運行效率的綜合得分D，依此繪制運行效率的動態(tài)趨勢圖（見圖2），且可根據(jù)D值對每天運行效率進行高低排序。從圖2 可以看出，餐廚垃圾沼氣工程的運行效率總體呈現(xiàn)逐漸提高的趨勢。

圖2 餐廚垃圾厭氧發(fā)酵工程運行效率動態(tài)變化

2.7 運行效率的聚類分析

聚類分析結(jié)果見表8。

表8 聚類分析結(jié)果

由表8 可知，依據(jù)工況參數(shù)的4 個主成分指標(biāo)，采用最大距離法將D 值進行聚類分析，可將餐廚垃圾沼氣工程1 a 來的運行效率劃分為4 個類群。各個類群工況數(shù)據(jù)統(tǒng)計量見表9。

表9 各個類群工況數(shù)據(jù)統(tǒng)計量

從聚類結(jié)果可知，A 類群的產(chǎn)甲烷潛力與D 類群有極顯著性差異，而與B、C 類群無顯著性差異。從物料轉(zhuǎn)化利用指標(biāo)（第一主成分）看，4 個類群的日甲烷產(chǎn)量、餐廚垃圾量和進料罐物料停留時間這3 個工況參數(shù)均有極顯著性差異。從壓力指標(biāo)（第二主成分）看，即灌頂壓力這個工況參數(shù)，4 個類群均無顯著性差異。從殘渣指標(biāo)（第三主成分）看，預(yù)處理固渣比例這個工況參數(shù)，A 類群的固渣比例與C、D 類群有極顯著性差異，B 類群與C、D 類群有顯著性差異；從溫度指標(biāo)（第四主成分）看，進水罐溫度、厭氧罐溫度這2 個工況參數(shù)，A 類群與C、D 類群有極顯著性差異，而與B 類群無顯著性差異；總體來看，對于綜合運行效率起正向決定作用是物料轉(zhuǎn)化利用指標(biāo)（第一主成分）和溫度指標(biāo)（第四主成分），即日甲烷產(chǎn)量、餐廚垃圾量、進料罐物料停留時間、進水罐溫度、厭氧罐溫度這5 個工況參數(shù)；而殘余指標(biāo)（第四主成分）起反向作用，即固渣比例越高，產(chǎn)甲烷潛力越小。

3 討論

主成分分析法可以將原來個數(shù)較多而且彼此相關(guān)的指標(biāo)轉(zhuǎn)換成新的個數(shù)較少且彼此獨立的綜合指標(biāo)［5］。在此基礎(chǔ)上，求出所有品種的每一個綜合指標(biāo)值及其相應(yīng)的隸屬函數(shù)值，然后進行加權(quán)，便可得到綜合評價值，據(jù)此可較科學(xué)地進行評價［7］。趙野等［8］研究 表 明，有機負(fù)荷 率（Organic Loading Rate，OLR）、攪拌、污泥停留時間（Sludge Retention Time，SRT）及營養(yǎng)元素是影響餐廚垃圾厭氧發(fā)酵系統(tǒng)穩(wěn)定、高效、安全運行的主要因素。本研究通過對運行1 a 來的工況數(shù)據(jù)進行主成分分析和聚類分析表明，影響餐廚垃圾工程綜合運行效率（產(chǎn)甲烷潛力）的主要是物料轉(zhuǎn)化利用指標(biāo)、溫度指標(biāo)和殘余指標(biāo)，即日甲烷產(chǎn)量、餐廚垃圾量、進料罐物料停留時間、進水罐溫度、厭氧罐溫度和預(yù)處理固渣比例這6 個工況參數(shù)，其中，前5 個參數(shù)在正常運行范圍內(nèi)越高，產(chǎn)甲烷潛力也越高，預(yù)處理固渣比例越低，產(chǎn)甲烷潛力也越高，而不受厭氧罐灌頂壓力影響，這與趙野等［8］的研究結(jié)果總體是一致的。餐廚垃圾厭氧消化過程，微生物菌群對溫度變化非常敏感，會影響到發(fā)酵過程中的氫氣、甲烷產(chǎn)量以及有機底物的降解等。相對于中溫發(fā)酵，高溫厭氧消化過程對于含有高濃度蛋白質(zhì)、油脂及非生物降解固體物質(zhì)有機廢棄物的消化具有較高的反應(yīng)效率和有機負(fù)荷，從而具有更高沼氣生產(chǎn)能力［9］。但高溫發(fā)酵會促進揮發(fā)性脂肪酸生成，若未被快速轉(zhuǎn)化，會導(dǎo)致酸化現(xiàn)象，引起發(fā)酵失敗，并且高溫發(fā)酵系統(tǒng)穩(wěn)定性下降、甲烷產(chǎn)率下降、能耗提高［10］。因此，為了維持高效的餐廚垃圾厭氧消化過程應(yīng)該由高溫產(chǎn)酸過程和中溫產(chǎn)甲烷過程組成。為此，本工程系統(tǒng)選用高溫（51～55 ℃）厭氧消化產(chǎn)酸和中溫（38～39 ℃）產(chǎn)甲烷過程組成。由產(chǎn)甲烷潛力的主成分回歸可知，溫度是其中重要的指標(biāo)，聚類分析的結(jié)果也表明，運行效率最高的A 類群的進水罐溫度［（52.82±0.89）℃］和厭氧罐溫度［（38.62±0.28）℃］都是最高的，但如何選用最佳溫度，還有待于進一步優(yōu)化研究。

根據(jù)4 個綜合指標(biāo)值的貢獻率求出其相應(yīng)的隸屬函數(shù)值，并依據(jù)各綜合指標(biāo)的相對重要性（權(quán)重）進行加權(quán)，得到每天工程運行效率（產(chǎn)甲烷潛力）的綜合評價值（D 值）。由于D值是一個無量綱的純數(shù)，從而使每天運行效率的差異具有可比性。通過聚類分析，將1 a 來的運行效率劃分為4 類群。其中，2021 年10 月13 日—11 月30 日期間，除了8 d 歸為B 類群外，其余都?xì)w為A 類群，可見，在此期間餐區(qū)垃圾沼氣工程系統(tǒng)維持在比較高效的運行狀態(tài)，也是今后工程運行工藝進一步優(yōu)化的基礎(chǔ)。查看工況數(shù)據(jù)確定，在此期間餐廚垃圾量比其他時候大，且進料罐物料停留時間長，即有機負(fù)荷（OLR）與停留時間是2 個重要因素，這與目前沼氣工程運行效率影響因素的研究結(jié)果是一致的［11］。因此，也是餐廚垃圾沼氣工程今后需要重點優(yōu)化的參數(shù)。

4 結(jié)語

通過主成分分析將餐廚垃圾沼氣工程運行1 a 來的7 個相互關(guān)聯(lián)的單項指標(biāo)綜合成為4 個獨立的綜合指標(biāo)Z1、Z2、Z3、Z4，即物料轉(zhuǎn)化利用指標(biāo)、壓力指標(biāo)、殘余指標(biāo)和溫度指標(biāo)。進一步進行主成分回歸，得出工程運行效率重要指標(biāo)產(chǎn)甲烷潛力的主要影響因素為物料利用指標(biāo)和溫度指標(biāo)。通過對綜合評價指標(biāo)進行聚類分析，將1 a 來每天運行效率劃分為4類群，其中2021 年10 月13 日—11 月30 日期間，是沼氣工程運行效率集中較高的階段，可作為今后參數(shù)優(yōu)化的基礎(chǔ)。通過本研究，確定了餐廚垃圾量、進料罐物料停留時間、進水罐溫度、厭氧罐溫度這4 個工況參數(shù)是今后餐廚垃圾沼氣工程需要重點優(yōu)化的參數(shù)。