利用正交实验法探究掺硼p型单晶硅PERC电池的电致复原最优条件

梁润雄，艾斌,，金井升，叶家兴，张卫民，庞毅聪，何溢懿，沈辉

(1.中山大学材料科学与工程学院，广东 广州510275；2.广东省光伏技术重点实验室, 广东 广州510006；3. 浙江晶科能源有限公司，浙江 海宁314416；4. 中国电器科学研究院有限公司, 广东 广州 510300)

掺硼p型晶体硅太阳电池凭借其低成本、高效率、长寿命以及成熟的工艺技术等竞争优势，牢牢占据着光伏市场的主导地位。根据2017年的统计数据[1]，基于掺硼p型晶体硅片的常规铝背场(Al-BSF)电池占据着2017年市场份额的83%左右，而基于掺硼p型晶体硅片的高效PERC(passivated emitter and rear cell)电池占据着15%左右的市场份额，2018年预计将达到40%甚至更多。2017年产业化单晶Al-BSF电池和多晶Al-BSF电池的平均效率分别为20.3%和18.7%，而产业化单晶PERC电池和多晶PERC电池的平均效率分别为21.3%和20%。然而，基于掺硼p型晶体硅片的太阳电池存在光衰的问题。因掺硼p型直拉单晶硅片(Cz-Si)具有比铸锭多晶硅(cast-Si)片更高的含氧量，由掺硼p型Cz-Si片制备的单晶硅电池因光衰(LID)造成的效率损失通常比p 型cast-Si片制备的多晶硅电池更严重，因光衰造成的效率损失可达2%(绝对值)[2-4]。由于PERC电池比较好地解决了电池表面钝化的问题，因光衰引起硅片体寿命的减小造成的效率损失将比常规Al-BSF电池更严重[5-6]。因此，PERC电池的光衰及其抑制的研究是全球光伏科技工作者高度关注的热点。

通常人们会把基于直拉单晶硅片(Cz-Si)上的晶体硅太阳电池的LID归因于光照在Cz-Si片中产生了有复合活性的硼-氧缺陷(boron-oxygen defect)。但实际上，目前人们关于硼-氧缺陷的组成结构等尚无定论[7]。在硼-氧缺陷致光衰(BO-LID)抑制研究方面，Herguth等[8-9]于2006年取得重大发现，当对掺硼Cz-Si片同时给予加热和载流子注入时，B-O缺陷引起的少子寿命的衰减会发生“复原”(regeneration)反应，即B-O缺陷会由具有复合活性的“衰减态”转变为丧失复合活性的“复原态”，B-O缺陷造成的少子寿命的衰减基本能完全恢复，更重要的是B-O缺陷的“复原态”在太阳电池工作条件下是稳定的。在过去的几年中，尽管人们已经对BO-LID复原反应与样品制备条件、材料特性和复原参数(如温度、光强和氢含量)的关系做了很多研究，并基本弄清了它们之间的关系和反应的机理。但是，到目前为止，BO-LID复原技术仍主要处于实验室研究阶段，其原因在于：第一，与产业化密切相关的问题仍没有得到很好地解决[10-11]。例如：BO-LID复原反应的长期稳定性以及复原过程的处理时间能否满足生产流水线的要求等。第二，为了避免不可控因素的干扰，已发表的绝大部分有关BO-LID复原反应的研究结果是在寿命样品上获得的，这些研究结果在多大程度上对实际生产的太阳电池有效仍是一个未知数[12]。第三，复原处理方法和复原处理工艺仍有待改进，譬如文献中所报道的复原过程绝大多数都采用“光照+加热”这种处理方法，然而该方法存在能耗高(电转变为光，光再转变为电)、所需空间大(需要较长的灯室以便对电池连续化处理时对单片电池的复原处理时间足够长)、会对电池造成光损伤(特别是在高水平注入时)等缺点[13]。作为比较，“电注入+加热”复原处理方法直接将载流子注入电池，完全避免了电-光和光-电转换过程中的能量损耗，具有设备简单、成本低、能耗低、注入电流大且不存在光损伤、可叠片批量化处理等独特的优势。因此，对电注入复原处理方法进行深入研究十分必要。而且，人们对最新出现的产业化PERC电池的复原处理研究也是不足的。虽然德国Konstanz大学的Herguth小组和德国Fraunhofer太阳能系统研究所的Rein小组率先在2015年报道了他们在PERC电池光衰及复原方面的研究成果[14-15]。但是，他们研究的都是实验室制备的不成熟的PERC电池，其光衰及复原情况不能代表真正实现产业化的成熟的PERC电池。具体地说，Herguth小组研究的PERC电池背面使用的是SiOx/SiNx:H叠层钝化[14]，而Rein小组研究的PERC电池通过不成熟的LFC(laser-fired contacts)技术烧蚀丝网印刷在硅片背面的铝层穿透AlOx/SiOx/SiNx钝化层与硅片形成局部的电接触[15]。

因目前人们对已产业化的PERC电池的光衰及其抑制的研究并不充分，本文拟采用正交实验方法对量产的PERC电池的电注入复原处理工艺条件进行最优化研究。影响复原处理效果的因素有处理时间、温度和电流强度，此外各因素之间的相互作用也会对复原处理效果产生影响，若做全面实验则实验量过大。正交实验方法在不影响实验结果信度的前提下可大幅度减少实验次数，并能给出最佳的实验条件组合。此外，正交实验法还可对最佳条件组合的实验结果做出预测，并对预测结果的可靠性作出评估。本文利用正交实验方法获得了产业化PERC电池电注入复原处理的最佳工艺条件，可使PERC电池因光衰造成的效率损失降至最低。因此，本文的研究结果对于高效稳定PERC电池的生产和应用具有重要的参考价值和现实意义。

1 实 验

采用标准化工业过程(不含抗光衰处理步骤)将同一批次的电阻率为1 Ω·cm左右、尺寸为156 mm×156 mm的倒角方形掺硼Cz-Si片制成PERC电池。所制备的PERC电池在标准测试条件(AM1.5光谱，1000 W/m2光强，25 ℃)下测得的初始效率在20.5%～20.9%之间。在电致复原处理之前，先利用新加坡伟信公司生产的VS-6821M 型太阳电池I-V特性测试仪在45 ℃、1 Sun光照(AM1.5光谱，1 000 W/m2光强)条件下测试PERC电池的I-V特性，以确定其初始效率Eff (t= -1)。然后，根据所选取的正交表给定的各因素水平组合(即实验条件)对PERC电池进行电注入复原处理。接着，将PERC电池置于VS-6821M 型太阳电池I-V特性测试仪，先对复原处理后的PERC电池在45 ℃、1 Sun光照条件下进行一次I-V特性测试，以获得其复原处理后的效率Eff(t=0)。然后再利用VS-6821M 型太阳电池I-V特性测试仪对PERC电池进行45 ℃、1 Sun光照条件下的12 h原位光衰。在原位光衰过程中，每隔10 min利用VS-6821M 型太阳电池I-V特性测试仪测量一次PERC电池的I-V特性，任意t时刻测得的效率记为Eff(t)。

需要说明的是，本文采用自主搭建的电致复原处理装置对PERC电池进行抗光衰处理。该电致复原处理装置由威迅达 WXD2620 型加热台(温控范围25～400 ℃)、安耐斯 JP8020D 型恒流源(可输出 0～20 A 电流)、自主设计的探针架(用于接触电池正面电极)、铜板(用于接触电池背面电极)等组成，可在整个面积上对太阳电池进行均匀的电注入，以获得理想的电致复原处理效果。由于加热台控制器显示的温度不能准确反映电池片的真实温度，电池片的温度由Fluke 562红外测温计测定。为方便进行电池间的横向比较，本文所给的图示以效率η的相对值(ηt/ηinitial)作为纵坐标。

2 实验结果与讨论

2.1 三水平正交实验

电致复原处理涉及时间、温度和电流强度三个单因素，此外还存在各因素两两之间的相互作用。为了减少实验次数及简化数据处理过程，本文首先采用三水平正交实验方法检查三个单因素及其相互作用对实验结果影响的显著性，并初步给出最优处理条件的组合。根据前人及我们的实验结果[16-18]， 140～200 ℃的温度范围、10～30 min的处理时间、6 ～18 A的电流强度复原处理的PERC电池具有较好的抗光衰性能。为此，选取10 min、20 min、30 min三个水平的处理时间，140 ℃、170 ℃、200 ℃三个水平的温度，6 A、12 A、18 A三个水平的电流强度。采用L27(313)正交实验表安排每次实验的条件，如表1所示。处理时间(A)、温度(B)和电流强度(C)作为表头分别安排在第1、第2和第5列，A与B的交互作用作为表头安排在第3、4列，A与C的交互作用作为表头安排在第6、7列，B与C的交互作用作为表头安排在第8、11列，用于显著性判断的误差列(e)作为表头安排在第9、10、12、13列。第14列放置电池的初始效率Eff(t= -1)，最后一列放置用于比较各处理条件组合优劣的指标，即经过12 h光衰后电池的效率与初始效率之比Eff(t=12 h)/Eff(t= -1)。第一列表头代表实验序号。每次实验的条件(各因素水平)由实验序号所在行与代表处理时间(A)、温度(B)和电流强度(C)的1、2、5 列共同确定。譬如，序号为5的实验，1、2、5 列所对应的因素水平分别为1、2、2，则第5组实验的实验条件为处理时间10 min，温度170 ℃，电流强度12 A。

表1 三水平L27(313)正交实验表及实验结果Table 1 The three-level orthogonal layout L27(313) and experimental results

根据表1的实验结果，表2 列出了主要的数据处理结果，详细的数据处理方法参见文献[19]。限于篇幅，以下仅简要给出关键的数据处理步骤。

1)先求总平均值，即

≈0.993 5

(1)

2)求各因素水平平均值，即

≈0.991 2

(2)

=0.997 5

3)求各交互作用的水平组合平均值，即

=0.978 5

(3)

=0.997 0

4)求因素效应值，即

≈0.991 2-0.993 5=-0.002 3

(4)

≈0.997 5-0.993 5=0.004 0

5)求交互作用的效应值，即

≈0.978 5-(0.993 5-0.002 3-0.008 7)

=-0.004 0

(5)

≈0.997 0-(0.993 5+0.003 2+0.004 0)

=-0.003 7

6)计算因素及交互作用的方差，即

≈9×[(-0.002 3)2+(0.001 1)2

+(0.001 2)2]

=7.3×10-5

(6)

≈3×[(0.004 7)2+

+(-0.003 7)2]

=4.65×10-4

7)求误差方差，即

-[27×(F0)2+∑D(Fi)+∑D(Fi,j)]

≈26.652 774-[27×0.987 047

+(0.000 073+0.001 044+0.000 229)

+(0.000 450+0.000 067+0.000 465)]

≈26.652 774-26.652 597

≈1.77×10-4

(7)

8)计算自由度。对于单因素，其自由度为fi=2；对于交互作用，其自由度为fi,j=2×2=4；对于误差，共有四个误差列，其自由度fe=2+2+2+2=8。

9)计算F比。对于单因素，有

(8)

对于交互作用，有

=5.247 5

(9)

10)查F-分布表，得到

F0.05(2,8)=4.46，
F0.01(2,8)=8.65，
F0.001(2,8)=18.49
F0.05(4,8)=3.84，
F0.01(4,8)=7.01，
F0.001(4,8)=14.39

(10)

11)比较判断。FA(fA,fe)

12)计算预测值的波动范围。时间因素(A)是不显著的，但是AB交互作用是显著的，所以A因素不能归入误差，而将交互作用AC的方差及自由度归入误差。有

≈0.000 177+0.000 067

=0.000 244

(11)

(12)

(13)

13)确定最优组合。AC交互作用的F比最小，其对实验结果的影响可忽略。虽然A因素对实验结果的影响也不显著，但AB交互作用是显著的，因此在确定最优条件组合时不能剔除A因素。因此，不同条件组合的目标函数的预测值公式为：

(15)

经计算，目标函数的最大值为1.007±0.007，对应的最优条件组合为(3,2,3)，相应的最佳实验条件为30 min，170 ℃，18 A；目标函数的次最大值为1.006±0.007，对应的次最优组合为(2,2,3)，相应的实验条件为20 min、170 ℃、18 A。

鉴于B因素对实验结果的影响十分显著，AB、BC交互作用的显著有可能是B因素十分显著造成的。若不考虑交互作用，不同条件组合的目标函数的预测值公式可变为：

(16)

经计算，不考虑交互作用最优组合仍为(3,2,3)组合，而且次最优组合也是(2,2,3)。

表2 三水平正交实验数据处理结果Table 2 The data processing results of the three-level orthogonal experiment

2.2 五水平正交实验

根据最优化实验条件不受交互作用影响的三水平正交实验结果，我们进一步缩小参数范围及水平间隔，以五水平正交实验来精确确定最优化复原处理条件。具体地说，我们将参数范围缩小为复原处理时间(10～30 min)、温度(160 ～180 ℃)、电流强度(6 ～18 A)，所选取的是10、15、20、25、30 min五个水平的处理时间，160、165、170、175、180 ℃五个水平的温度，6、9、12、15、18 A五个水平的电流强度。采用L25(56)正交实验表安排每次实验的条件，如表3所示。处理时间(A)、温度(B)和电流强度(C)作为表头分别安排在第1、第2和第3列，用于显著性判断的误差列(e)作为表头安排在第4、5、6列。第7列放置电池的初始效率Eff (t= -1)，最后一列放置用于比较各处理条件组合优劣的指标，即经过12 h光衰后电池的效率与初始效率之比Eff(t= 12 h)/ Eff(t= -1)。第一列表头代表实验序号。

根据表3的实验结果，表4列出了主要的数据处理结果，数据处理方法及过程与三水平正交实验的类似，此处不再赘述。经计算，FA(fA,fe)>F0.001(4,12)，所以A因素是极显著的；F0.05(4,12)F0.001(4,12)，所以C因素也是极显著的。此时，不同条件组合的目标函数的预测值公式为：

(16)

经计算，目标函数的最大值为1.019±0.007，对应的最优条件组合为(5,4,5)，相应的最佳实验条件为30 min，175 ℃，18 A；目标函数的次最大值为1.018±0.007，对应的次最优条件组合为(5,5,5)，相应的实验条件为30 min，180 ℃，18 A。

图1给出了两组正交实验所确定的最优及次最优条件复原处理的PERC电池的效率在复原处理前后及12 h光衰过程中随时间的变化。由图1可知，经4种优化条件复原处理后，PERC电池的效率相对于初始效率上升了约1%～ 2%；在随后的1 Sun 光强、45 ℃、12 h光衰过程中，其效率在初始的1 h内虽然有一个轻微的下降，但随后保持稳定直至光衰结束，而且其最终效率仍比初始效率高约1%。

表3 五水平L25(56)正交实验表及实验结果Table 3 The five-level orthogonal layout L25(56) and experimental results

表4 五水平正交实验数据处理结果Table 4 The data processing results of the five-level orthogonal experiment

图1 复原处理前后及12 h光衰过程中PERC电池的效率随时间的变化曲线Fig.1 The variation of efficiencies of PERC solar cells with time which were regenerated before and after regeneration and during the 12 h LID process

作为比较，未经复原处理的对照组在12 h光衰过程中，其效率在光衰的前2 h有约6%的大幅下降。以上结果充分说明经4种优化条件复原处理的PERC电池表现出了良好的抗光衰性能。

3 结 论

本文首先使用三水平正交实验方法研究了处理时间、温度、电流强度及其相互作用对复原处理后PERC电池的抗光衰性能的影响。结果表明，在10～30 min的复原处理时间、140～200 ℃的处理温度、6～18 A的注入电流强度下，对PERC电池抗光衰性能有影响的复原处理条件按显著性由大到小排序依次为：温度、温度和电流的交互作用、电流、时间和温度的交互作用、处理时间、时间和电流的交互作用。不论是否考虑交互作用，由三水平正交实验优化的最佳复原处理条件均为30 min，170 ℃，18 A。考虑到最佳复原处理条件不受交互作用的影响，本文以更小的参数变化范围和水平间隔利用五水平正交实验进一步优化了复原处理条件。结果表明，在10～30 min的复原处理时间、160～180 ℃的处理温度、6～18 A的注入电流强度下，对PERC电池抗光衰性能产生影响的复原处理条件按显著性由大到小排序依次为：处理时间、电流、温度。由五水平正交实验优化的最佳复原处理条件为30 min，175 ℃，18 A。经优化条件复原处理的PERC电池的效率相对于初始效率上升了约1%～2%，且在1 Sun 光强、45 ℃、12 h光衰过程中基本保持稳定，其最终效率仍比初始效率高约1%，表现出良好的抗光衰性能。