堆肥复合功能菌剂的优化组合研究

环境科学研究第２３卷

通过均匀设计的试验数据回归，可揭示变量间的复杂规律，进行工艺参数优化，得到定量描述试验内在规律的数学模型，从而方便地求得试验范围内能够取得的最大值，在此基础上进行复演和优化，可以寻找菌株间的最佳配合比Ⅲ’．２．２．１回归方程的建立

为了揭示试验因素与变量之间的定量关系，根

据数论原理并借助计算方法建立数学模型，拟建立回归方程：

，，＝ｂ。＋∑％＋∑％；２＋∑％勺

将表２的试验数据输入计算机，运用ＤＰＳ数据处理系统，筛选影响因素，得出自变量与因变量间的回归方程：

，，＝３０７９９．２８—３０１．３０ｘＩ一３０７．５３ｘ２—３０６．２３ｘ３—３０５．１３ｘ４—３０２．８１ｘ５—２９８．６ｘ６—０．１３ｘｌ×菇２—０．０５ｘｌ×茗３＋０．０７ｘｌ×髫‘一０．２４ｘＩ×茗５—０．２７ｘＩ×菇６＋０．１ｌｘ２×聋３＋０．Ｏｌｘ２×茗４＋０．０３ｘ２×龙５—０．０６ｘ２×戈６—０．０７ｘ３×茗４＋０．０３ｘ３×菇５—０．１２ｘ３ｘ菇６—０．１５ｘ４×省５—０．１５ｘ４×菇６—０．１３ｘ５×髫６

式中，Ｙ为解磷总量，ｍｇ／Ｌ；ｘ。，菇：，菇，，托，％和‰分别为妒（Ｘ。），妒（Ｘ：），妒（Ｘ，），妒（ｘ。），妒（Ｘ，）和妒（Ｘ。），％．２．２．２模型分析

对模型进一步分析；同时如果临界值（Ｆ）太小，则回归方程不显著，不适合建立二次多项式回归模型分析试验结果．由表３可知，该回归方程相关系数（Ｒ）＝０．９６，临界值（Ｆ）＝３．３３，Ｐ＝０．０４（＜

一般情况下，当显著水平（Ｐ）≤０．０５时，可以０．０５），因此该模型可用．

表３模型分析相关统计参数分析结果

Ｔａｂｌｅ３

Ａｎａｌｙｔｉｃａｌｒｅｓｕｌｔｓｏｆｓｔａｔｉｓｔｉｃａｌｐａｒａｍｅｔｅｒｓｏｆｔｈｅｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ

ｍｏｄｅｌ

调整后的相关系数（尺．）＝０．８０，一般调整后的相关系数越大越好；Ｄｕｒｂｉｎ—Ｗａｔｓｏｎ统计量在２附近好，模型ｄ＝２．７６，接近于２．由上述参数可知，用均匀设计建立的回归方程是显著的，各回归系数也是显著的，较好地反映了解磷总量与其复合菌剂配比之间的内在规律．２．２．３配比优化

经ＤＩＳ数据处理系统对试验数据进行多因素

及互作项逐步回归，得出解磷总量的理论最大值和菌剂最佳配比：妒（ｘ。）＝１３．６６％，９（Ｘ：）＝１１．３６％，９（Ｘ３）＝１１．４Ｉ％，妒（Ｘ４）＝１３．６１％，妒（Ｘ５）＝１０．６２％和妒（Ｘ６）＝３９．３４％（见表４）．按优化的菌株问最佳配比，设３个平行，经９ｄ的摇瓶培养后，３个平行的解磷总量分别为２１２．５６，２３３．４７

和２３８．３３ｍｇ／Ｌ，实测平均值为２３０．１２ｍｇ／Ｌ，实测值

与理论值符合较好．

表４优化组合解磷总量理论值和实测值比较

Ｔａｂｌｅ４

Ｃｏｍｐａｒｉｓｏｎｏｆｔｈｅｏｒｅｔｉｃａｌａｎｄｍｅａｓｕｒｅｄｖａｌｕｅｓｏｆｔｏｔａｌａｍｏｕｎｔｏｆｓｏｌｕｂｉｌｉｚｉｎｇｐｈｏｓｐｈａｔｅｏｆｔｈｅｏｐｔｉｍｉｚｅｄｃｏｍｂｉｎａｔｉｏｎ

２．３复合菌剂解磷总量分析

从表４，５可知，复合菌剂的解磷总量（２３０．１２ｍｇ／Ｌ）比单株菌（最大值为１２２．８５ｍｇ／Ｌ）增加了近１倍．这表明，组合后的菌株间能够共生，解磷能力具有协同促进作用．同时，纤维素降解菌的存在可以改善发酵液中的微环境，使解磷菌发挥良好的解磷能力，从而使解磷总量明显提高．研究口ｕ认为，解磷量在２００．００ｍｇ／Ｌ以上时表明该解磷菌具有较高的解磷能力，更说明该组合是较理想的解磷复合

菌剂，可以应用于堆肥生产．

表５

Ｔａｂｌｅ５

单株解磷菌的解磷能力

Ｐｈｏｓｐｈｏｒｕｓ ｄｅｇｒａｄｉｎｇｃａｐａｃｉｔｉｅｓｏｆｓｉｎｇｌｅｂａｃｔｅｒｉａｌｓｔａｉｎ

２．４优化菌剂在不同培养时间的纤维素酶活力

由图ｌ可以看出，与单株菌的酶活相比，优化的