1、2023NO2ISSN 1672-9064CN 35-1272/TK收稿日期：2022-08-09作者简介：林炳荣（1973），男，大专，工程师，研究方向为微生物发酵在环境治理领域的应用研究。餐厨垃圾沼气工程运行工况数据主成分分析与聚类分析林炳荣（龙岩水发环境发展有限公司福建龙岩364000）摘要为了确定沼气工程运行需重点优化的参数，对餐厨垃圾沼气工程的1 a来的运行工况数据进行主成分分析与聚类分析。通过主成分分析，将餐厨垃圾沼气工程运行的7个相互关联的单项指标综合成为物料转化利用指标、压力指标、残余指标和温度指标等4个独立综合指标；经主成分回归分析，得出产甲烷潜力的主要影响因素为物料利用指标
2、和温度指标；通过对综合评价指标进行聚类分析，将每天运行效率划分为4类群，其中，2021年10月13日11月30日期间是沼气工程高效运行阶段，也是今后工艺优化的基础。可见，餐厨垃圾量、进料罐物料停留时间、进水罐温度、厌氧罐温度这4个工况参数是今后餐厨垃圾沼气工程需要重点优化的参数。关键词餐厨垃圾沼气工程主成分分析综合评价聚类分析中图分类号：X713文献标识码：A文章编号：1672-9064(2023)0210205目前我国每年产生的餐厨垃圾约达9 800万t1，餐厨垃圾蕴含丰富的生物质能，资源化利用潜力巨大。但由于餐厨垃圾组分差异大、杂质多样、规律性差，高含水率（约75%85%）导致低位热值仅为
3、1 5002 500 kJ/kg，不适于直接焚烧或填埋2。并且餐厨垃圾油脂含量相对较高，导致堆料体系出现厌氧状态，致使体系转化为厌氧发酵而酸化，不利于堆肥体系内微生物的生长3。因此，在已建的大型餐厨垃圾处理工程中，约有74.3%采用厌氧消化技术。将餐厨垃圾经过厌氧发酵生产沼气，既可以减少当前面临的能源危机问题，又可以减轻环境污染的问题，是目前研究最多的一种技术，也是未来处理餐厨垃圾的主流技术。餐厨垃圾沼气工程的运行效率涉及到10多个工况参数，如何选定较重要的运行参数进行优化，是工程运行期间确实需要解决的问题。为此，本研究结合餐厨垃圾沼气工程1 a的运行工况数据，分析工程运行效率的关键影响因素，
4、以期为同类餐厨垃圾沼气工程运行工艺优化提供科学参考依据。1材料与方法1.1数据来源本研究数据来源于龙岩水发环境发展有限公司已建成的设计规模150 t/d的餐厨垃圾厌氧发酵沼气工程的控制系统，包括沼气产量、甲烷产量、进水罐温度、厌氧罐温度、罐顶压力、餐厨垃圾量、回收油脂量、预处理固渣比例、进料罐进料量、沼液产生量、进料罐物料停留时间、厌氧罐物料停留时间、排沼液时间等工况数据。1.2数据处理用SPSS统计软件对运行1 a的日常生产工况数据进行主成分分析，求出少数几个主成分（综合指标）及其与运行效率指标（产甲烷潜力）的主成分回归方程，依据求得的主成分（综合指标）的隶属函数值和权重，计算每天的运行效率
5、综合评价值（D），依据D值按最大距离法进行聚类分析。（1）隶属函数值。用式（1）求得运行期间每天各综合指标的隶属函数值4-5。u（Xj）=（Xj-Xmin）/（Xmax-Xmin）j=1，2n（1）式中：Xj表示第j个综合指标得分；Xmin表示第j个综合指标得分的最小值；Xmax表示第j个综合指标得分的最大值。（2）权重。用式（2）可求出各综合指标的权重4-5。wj=（pjbj）/nj=1（pjbj）j=1，2n（2）式中：wj表示第j个综合指标在所有综合指标中的重要程度即权重；pj为第j个综合指标的贡献率，bj为第j个综合指标在主成分回归方程中的系数。（3）综合运行效率。用式（3）计算每天的
6、综合运行效率大小4-5。D=nj=1u（Xj）wjj=1，2n（3）式中：D值为运行期间每天用综合指标评价所得的运行效率综合评价值。2结果与讨论2.1餐厨垃圾沼气工程运行过程工况数据动态分析该工程设计值为每日处理餐厨垃圾150 t，但在实际运行过程中由于收运范围的限制，最高才接近70 t，且由于受实际收运量的影响（如学校寒暑假、工厂工人春节回乡），日添加餐厨垃圾量出现较大波动，由此导致日沼气产量和日甲烷产量也出现较大波动见图1（a），1（b），变异系数分别达到114.27%和117.41%（见表1）。2021年2月12日（春节）餐厨垃圾添加量最低才10 t，当天的日沼气产量和日甲烷产量也最低，
7、分别为415.64 m3和261.85 m3；2021年7月1日2021年9月1日期间（暑假），收运量也明显减少，基本低于50 t见图1（c）。2021年10月28日的餐厨垃圾添加量最高为69.73 t，当天的日污染防治技术1022023NO2.ISSN 1672-9064CN 35-1272/TK图1餐厨垃圾沼气工程运行过程工况数据动态变化沼气产量也最高，达2 754.34 m3，但由于产甲烷潜力的差异，甲烷产量最高出现在2021年11月23日，达到1 789.86 m3，当天基于餐厨垃圾的产甲烷潜力最高为26.00 m3/t，全年基于餐厨垃圾的产甲烷潜力为（24.850.39）m3/t见图
8、1（d），还只达到文献报道的国内领先水平45 m3/t6的一半。因此，很有必要寻找最佳的工况参数设置方案，对工程运行参数进行优化。通过分析工况数据可知，回收油脂量、进料罐进料量、沼液产生量这3个参数分别占餐厨垃圾量的4.00%、120%和110%，厌氧罐物料停留时间和排沼液时间在运行过程分别保持恒定为5.5 h和3.5 h，故分析过程将这些参数舍去，不作分析。为此，选用甲烷产量、进水罐温度、厌氧罐温度、罐顶压力、餐厨垃圾量、预处理固渣比例、进料罐物料停留时间等作进一步分析。2.2工况数据相关性分析与共线性诊断工况参数之间的相关系数矩阵见表2。书书书表 摇日常生产工况数据描述性统计量参数日沼气产
9、量日甲烷产量进水罐温度厌氧罐温度罐顶压力餐厨垃圾量产甲烷潜力（）预处理固渣比例 进料罐物料停留时间 极小值 极大值 均值 标准差 变异系数 书书书表 摇工况参数之间的相关系数矩阵工况参数产甲烷潜力日甲烷产量进水罐温度厌氧罐温度罐顶压力餐厨垃圾量固渣比例日甲烷产量*进水罐温度 厌氧罐温度罐顶压力*餐厨垃圾量*预处理固渣比例*进料罐物料停留时间*摇摇注：*在 水平（双侧）上显著相关；*在 水平（双侧）上显著相关。污染防治技术1032023NO2ISSN 1672-9064CN 35-1272/TK书书书表 摇各个工况参数的主成分得分系数及贡献率指标主成分系数 贡献率（）书书书表 摇 和 的检验结果
10、取样足够度的 度量 的球形度检验近似卡方 2.3KMO和Bartlett检验Kaiser-Meyer-Olkin（KMO）和Bartlett的检验结果见表4。KMO和Bartlett检验用于监测原始数据是否适用于主成分分析，工况数据的KMO值为0.6980.5，说明数据适用于主成分分析；Bartlett检验的显著性0.01，因此，认为主成分分析是有效的。2.4工况数据的主成分分析工况数据的总方差解释见表5。利用SPSS统计软件对原始数据进行标准化处理后，对甲烷产量（X1）、进水罐温度（X2）、厌氧罐温度（X3）、罐顶压 力（X4）、餐厨垃圾量（X5）、预处理固渣比例（X6）、进料罐物料停留时间
11、（X7）等7个工况参数进行主成分分析，前4个综合指标的贡献率分别为42.045%、15.991%、15.094%和13.882%，累积贡献率达87.012%（表5），已经大于85%，说明提取已经足够。这样就把原来7个工况参数转换为4个新的相互独立的综合指标，分别定义为第一、二、三、四主成分。各个工况参数的主成分得分系数及贡献率见表6。从表6可看出，决定第一主成分的主要是日甲烷产量（X1）、餐厨垃圾量（X5）、进料罐物料停留时间（X7）等工况数据，第一主成分反映原始数据信息量的42.045%，这几个工况参数可归属为物料转化利用指标，因此，可以把第一主成分称为物料转化利用指标。决定第二主成分大小的
12、主要是进水罐温度（X2）、罐顶压力（X4），其贡献率为15.991%，其中以罐顶压力（X4）的特征向量绝对值最大，称其为压力指标。决定第三主成分大小的主要是厌氧罐温度（X3）和预处理固渣比例（X6），其贡献率为15.094%，其中以预处理固渣比例（X6）的特征向量绝对值最大，称其为称为残渣指标。决定第四主成分大小的主要是进水罐温度（X2）和厌氧罐温度（X3），其贡献率为13.882%，称其为温度指标。2.5主成分回归通过转换计算变量Z1=FAC1-1sqrt（2.943），Z2=FAC2-1sqrt（1.119），Z3=FAC3-1sqrt（1.057）；Z4=FAC4-1sqrt（0.972
13、），生成Z1、Z2、Z3和Z4等4个主成分的相应数值，利用标准化产甲烷潜力Zy为因变量，主成分Z1、Z2、Z3和Z4为自变量，进行回归，F=4.417，P=0.0020.01。主成分回归共线性诊断见表7。书书书表 摇以产甲烷潜力为因变量的共线性诊断结果工况参数非标准化系数标准误差标准系数共线性统计量容差（常量）日甲烷产量 进水罐温度厌氧罐温度罐顶压力 餐厨垃圾量 固渣比例进料罐物料停留时间从表2可知，作为沼气工程运行效率重要指标的产甲烷潜力与进水罐温度、厌氧罐温度、罐顶压力的相关性较小，而与日甲烷产量和预处理固渣比例2个工况参数存在极显著相关性；进水罐温度与罐顶压力之间存在显著相关性；餐厨垃圾
14、量与进料罐物料停留时间之间存在极显著相关性。因此，无法简单的选用其中某个参数或者随机选择某几个参数来优化沼气工程运行效率，而应该全面考虑这7个参数。以产甲烷潜力（y）为因变量，日甲烷产量（X1）、进水罐温度（X2）、厌氧罐温度（X3）、罐顶压力（X4）、餐厨垃圾量（X5）、预处理固渣比例（X6）和进料罐物料停留时间（X7）为自变量，通过回归的共线性诊断可以发现，方差膨胀因子（Variance InflationFactor，VIF）多个指标大于10，存在高度的共线性，不适合直接做线性回归。因此，可以采用主成分分析回归的方法消除共线性的影响。书书书表 摇工况数据的总方差解释成份初始特征值总计方差
15、 累积 提取荷载平方和总计方差 累积 污染防治技术1042023NO2.ISSN 1672-9064CN 35-1272/TK书书书表 摇各个类群工况数据统计量类群产甲烷潜力（）日沼气产量 日甲烷产量 进水罐温度 厌氧罐温度 罐顶压力 餐厨垃圾量 预处理固渣比例 进料罐物料停留时间 摇摇注：同一变量不同类群之间有相同大写字母的表示无极显著性差异，有相同小写字母的表示无显著性差异。书书书表 摇聚类分析结果类群最终聚类中心 值区间案例数占比 书书书表 摇主成分回归共线性诊断指标非标准化系数标准误差标准系数显著性共线性统计量容差（常量）由表7可知，共线性诊断发现主成分回归没有共线性，剔除无显著性（P
16、0.10）项，得回归方程见式（4）。Zy=0.094Z1+0.173Z4（4）可见，基于餐厨垃圾量的产甲烷潜力（y）的影响因素可归结为物料利用指标和温度指标2类。2.6综合评价（1）隶属函数分析。根据式（1）求出每天所有综合指标的隶属函数值。对于综合指标如Z1而言，2021年10月28日这天的u1值最大，为1.000，表明这天在Z1这一综合指标上，物料转化利用效率最高，这天的日沼气产量最高为2 754.34 m3；2021年2月12日这天的u1值最小，为0.000，这天的日沼气产量和日甲烷产量最低，分别仅为415.64 m3和261.85 m3，说明在Z1这一综合指标上，物料转化利用最少。（2）权重的确定。根据Z1、Z2、Z3、Z4等4个综合指标贡献率分别为42.045%、15.991%、15.094%和13.882%，用式（2）可求出其权重，4个综合指标的权重分别为0.622、0、0和0.378。（3）综合评价。用式（3）计算每天综合运行效率的综合得分D，依此绘制运行效率的动态趋势图（见图2），且可根据D值对每天运行效率进行高低排序。从图2可以看出，餐厨垃圾沼气工程的运行效率总体呈现