北方農戶多元有機垃圾混合厭氧發酵研究

李文哲，肖 笛，井洪晶，孫 勇，王 明

（東北農業大學工程學院，哈爾濱 150030）

我國大部分城市垃圾已實現干濕分離，而分散式農村垃圾干濕分離問題一直難以解決，特別是有機濕垃圾（如廚余垃圾和人類糞便）[1]。近年來，常采用厭氧發酵法將有機垃圾轉化為沼氣、沼液和沼渣，解決農村污染和資源化利用，產物滿足家庭日常所需[2]。研究表明單一原料厭氧發酵出現營養不足等問題，常加入其他有機干垃圾調質后開展混合厭氧發酵[3]。杜靜等研究發現在人類糞便中分別添加稻秸、尾菜、牛糞可提高產氣率[4]。秦佳佳等分別將人類糞便與牛糞、雞糞和玉米秸稈混合厭氧發酵，得出最優配比提高產沼氣潛力[5]。研究表明，適當混合比例影響產氣效率，但受區域和氣候限制，北方地區有機垃圾混合厭氧發酵研究鮮有報道。

本研究對北方典型農戶開展問卷調研，采用響應面-中心組合試驗設計法[6-7]。為尋求最適原料混合比例對廚余垃圾、人類糞便和玉米秸稈開展混合厭氧發酵試驗，對改善北方農村生活環境和用能結構具有重要意義。

1 材料與方法

1.1 材料

廚余垃圾、人類糞便（不含尿液）和玉米秸稈均取自巴彥縣紅光鄉。廚余垃圾混合均勻后用食物粉碎機粉粹成黏稠狀。將混合均勻人類糞便和廚余垃圾均放入4℃冰箱中保存；玉米秸稈收集風干后用JFSD-100-Ⅱ粉碎機粉碎成直徑為0.5~2 mm備用。接種物取自東北農業大學農牧廢棄物高值化團隊實驗室厭氧發酵后沼液，取后放入廣口瓶，在（35±2）℃條件下用牛糞馴化60 d直至不再產氣。原料和接種物基本特性見表1。

1.2 農村家庭產生有機垃圾調研

以巴彥縣紅光鄉農戶為研究對象，從實際角度出發調查農村家庭有機垃圾產量，經查閱收集相關資料，設定問卷內容，廣泛征集農戶意見，了解家庭情況，設計調查問卷初稿。預調查后，選取有效問題展開調研，共回收有效問卷1 000份，使用SPSS26.0軟件對有機垃圾產生量作單因素方差分析[8]。隨機選取20個農戶，于2019年10~11月對其產生有機垃圾取樣并測定成分。

表1 原料和接種物基本特性Table1 Basic properties of substrates and inoculum

1.3 試驗裝置

試驗裝置如圖1所示，主要由發酵裝置和控溫裝置組成。各試驗組同時水浴加熱，溫度范圍為±2℃。

1.4 響應面法試驗設計

利用Design-Expert 8.0.6軟件，采用中心組合試驗設計方法，以累計甲烷量為響應值Y，設計3因素5水平試驗，每個變量編碼分別在高水平（+1）、低水平（-1）、中心點（0）和對應于α兩個外點（α=2k/4，在本研究中k=3，故α=1.68179），設計共20組試驗。試驗因素與水平見表2。

采用批式中溫厭氧發酵法，以2.5 L廣口瓶作為厭氧發酵混合反應器，工作體積為1.75 L。本試驗發酵液總TS濃度為8%，并用相同蒸餾水替代發酵原料作對照組以排除內源甲烷含量干擾，按照相應比例混合均勻后裝入厭氧反應器中，用N2沖洗3 min后，橡膠塞用透明玻璃膠密封，產生氣體用2.5 L氣體采樣袋收集，放置在（35±2）℃恒溫水浴槽厭氧混合發酵，直至不再產氣試驗結束。每日定期手動晃動搖瓶2次，每次1 min，每2 d取樣分析發酵液指標，每24 h測定氣體成分。

1.5 測定指標和數據分析

用APHA方法測定TS和VS[9]。pH計（PHSJ-4F）測量酸堿度。海得鋁箔氣體采樣袋每日收集厭氧發酵產生氣體，排水法測量產氣量[10]。

Agilent-6890N氣相色譜儀測定沼氣氣相組分（CH4、N2、H2和CO2），其色譜條件為：不銹鋼柱型號為TDX-01，柱溫為170℃，運行2.5 min，總流量為30.8 mL·min-1，進樣口溫度為室溫，TCD檢測器溫度為220℃，載氣為氬氣，尾吹氣為氮氣。斯卡拉爾流動分析儀測定氨氮含量。元素分析儀（EA 3000）測定C、H、N元素含量。O元素含量通過假設C+H+O+N=99.5%確定[11]。Design-Expert 8.0.6軟件用作試驗方案設計和數據分析。采用SPSS26.0、Origin 2017作統計分析和繪圖。

圖1 試驗裝置Fig.1 Test device

表2 試驗因素水平和編碼Table 2 Experimental factors and coding

2 結果與分析

2.1 農村有機垃圾調研結果

根據表3可知，農村家庭主要為3~4人。通過方差分析可知，P<0.01說明不同家庭人數廚余垃圾和人類糞便產量差異顯著，隨家庭人數增加廚余垃圾和人類糞便產量也呈增長趨勢，平均每人每日廚余垃圾產量約561.42 g，人類糞便產量約673.71 g，調查結果與Wang等研究一致[12-13]。故以每戶3~4人計算，每戶產生廚余垃圾約1.69~1.80 kg；人類糞便約2.02~2.16 kg。

2.2 響應面分析結果

2.2.1 模型建立

根據中心組合試驗設計方案得到試驗結果見表4。采用Design-Expert 8.0.6軟件對20組試驗數據作多項擬合回歸分析，建立多元二次回歸方程，如下：

式中，Y-預測結果響應值，累計甲烷量（mL）；A-原料中廚余垃圾（TS）所占比例、B-原料中人類糞便（TS）所占比例、C-原料中玉米秸稈（TS）所占比例。

2.2.2 模型可靠性分析

檢驗回歸方程有效性及3個影響因素對累計甲烷量影響，數學模型方差分析結果見表5。由表5可知，A（廚余垃圾所占比例）、B（人類糞便所占比例）、C（原料中玉米秸稈所占比例）P值均小于0.0001，說明三者均為響應值極顯著項（P<0.05）。表5中模型F值為2 842.71，P<0.05，模型總決定系數R2=0.9996，預測復相關系數（PredR2=0.9975）與調整后多重相關系數（AdjR2=0.9993）合理一致。此外，失擬項P>0.05，故差異不顯著，表明所建立模型可作分析與預測。變異系數（C.V.=0.21%）較小，說明試驗數據精密度和可靠度較高，此模型擬合度較適合分析響應值Y（累計甲烷量）。預測模型最優組合為原料中廚余垃圾（TS）所占比例為0.23、人類糞便（TS）所占比例為0.44、玉米秸稈（TS）所占比例為0.09，預測累計甲烷量為9 930 mL。

表3 方差分析Table3 Analysisof variance

表5 二次模型方差分析Table5 Varianceanalysisof quadratic model

由表5可知，依據系數F值（A=103.78、B=4 151.24和C=120.70），說明各因素影響程度主次順序為：B>C>A。二次項3個因素顯著性B2>A2>C2，表示3個影響因素對累計甲烷量影響有交互作用，而非單因素線性關系影響，故可通過數學建模表示3個因素對累計甲烷量影響。

2.2.3 因素間交互作用

采用Design-Expert 8.0.6軟件分析3個因素之間交互作用，確定每個因素最佳水平，通過3D響應面圖和2D等高線圖直觀有效表示回歸模型，獲得最大響應值Y。

如圖（2~4）所示，原料中廚余垃圾所占比例（A）、原料中人類糞便所占比例（B）和原料中玉米秸稈所占比例（C）3個因素與累計甲烷量呈拋物線關系。其中響應曲面坡度緩急表示兩因素間交互作用對響應值影響程度，坡度越平緩，交互作用影響越小，反之交互作用越明顯，圖中3個響應曲面均為開口向下鍋蓋形狀曲面，且在所選范圍內存在響應值極高值，即響應面最高點；由等高線圖可知交互作用影響效果最大范圍，得到最優響應值對應因素水平，得出原料最優配比。

如圖2所示，在原料中玉米秸稈所占比例（C）為0情況下，研究原料中廚余垃圾所占比例（A）和原料中人類糞便所占比例（B）對累計甲烷量影響。A曲線變化平緩，B曲線變化較大，由此說明原料中人類糞便所占比例（B）比原料中廚余垃圾所占比例（A）影響更顯著。當原料中廚余垃圾所占比例（A）為0.41，原料中人類糞便所占比例（B）為0.23時，累計甲烷量達到峰值。

如圖3所示，在原料中人類糞便所占比例（B）保持為0情況下，研究原料中廚余垃圾所占比例（A）和原料中玉米秸稈所占比例（C）對累計甲烷量影響。A曲線變化平緩，C曲線變化較大，說明原料中玉米秸稈所占比例（C）比原料中廚余垃圾所占比例（A）影響更顯著。當原料中廚余垃圾所占比例（A）為0.23，原料中玉米秸稈所占比例（C）為0.1時，累計甲烷量達到峰值。

如圖4所示，在原料中廚余垃圾所占比例（A）為0情況下，研究原料中人類糞便所占比例（B）和原料中玉米秸稈所占比例（C）對累計甲烷量影響。C曲線變化平緩，B曲線變化較大，說明原料中人類糞便所占比例（B）比原料中玉米秸稈所占比例（C）影響更顯著。當原料中人類糞便所占比例（B）為0.41，原料中玉米秸稈所占比例（C）為0.1時，累計甲烷量達到峰值。

如圖（2~4）所示，隨原料中廚余垃圾，人類糞便和玉米秸稈所占比例升高，累計甲烷量經歷先升后降過程，較低或較高原料混合比例均對累計甲烷量有負面影響，而最大累計甲烷量僅在適當原料混合比例條件下得到。當原料混合比例不均衡時，導致水解過程中復雜有機物在微生物作用下產生可溶性化合物，可降解部分在厭氧發酵過程中降解，剩余微生物導致甲烷產量相對較低。當原料中含碳量較大原料過多，導致產酸量過大，酸類化合物抑制后續厭氧發酵中產甲烷菌，使產氣量降低。結果表明，三者混合厭氧發酵可產生協同作用，同時處理廚余垃圾、人類糞便和玉米秸稈方法可行。

圖2 廚余垃圾和人糞便所占比例對累積甲烷量影響Fig.2 Effectsof ratio of kitchen wasteto human feces on methane accumulation

2.2.4 試驗驗證

為驗證模型準確性，選取原料配比（廚余∶人類糞便∶玉米秸稈）為23∶44∶9較優參數開展厭氧發酵試驗，且保證預測試驗其他條件不變，重復5次平行試驗。初始混合原料C/N約為24，經28 d發酵后，試驗累計甲烷量實際值（10 035 mL）與理論預測值（9 930 mL）接近，其相對誤差為1.06%，說明該條件可代替最優值，此時最大TS產氣率和甲烷含量為330 mL·g-1和59.25%。

2.3 用能分析

若將每戶產出有機垃圾全部用以厭氧轉化，每日可產沼氣約1.5 m3，可產能3.3 kWh。JFSD-100-Ⅱ粉碎機功率為0.37 kW，粉碎優化試驗中玉米秸稈用時約20 min，用能約0.12 kWh；普通家庭熱水壺功率約0.13 kW，每日用能約0.65 kWh；普通家庭電磁爐功率約1 kW，以每日平均使用1 h為計，用能約1 kWh；普通家庭電飯煲功率約為1 kW，以每日平均使用1 h為計，用能約1 kWh。因此，產生的沼氣全部用以發電，可滿足普通家庭日常使用。

圖3 廚余垃圾和玉米秸稈所占比例對累積甲烷量影響Fig.3 Effects of ratio of kitchen waste and corn straw on methane accumulation

圖4 人糞便和玉米秸稈所占比例對累積甲烷量影響Fig.4 Effects of ratio of human feces and corn straw on methaneaccumulation

3 結 論

a.實地調研得到北方農戶主要為每戶3~4人，且產生廚余垃圾和糞便無顯著差異，每日產生廚余垃圾約為1.69~1.80 kg，糞便約為2.02~2.16 kg。

b.響應面法成功優化廚余垃圾、人類糞便和玉米秸稈混合發酵初始原料配比，確定最佳原料TS配比（廚余∶人類糞便∶玉米秸稈）為23∶44∶9，總固體濃度（TS）為8%時，甲烷含量達到59.25%，可獲得最大TS產氣率為330mL·g-1，若將每戶產出有機垃圾全部用以厭氧轉化，每日可產沼氣1.5 m3以上，可發電約3.3 kWh，滿足3~4人普通家庭日常飲食。