陳武林 吉雄 周偉 武曉萌

深圳煙草工業(yè)有限責(zé)任公司 廣東深圳 518100

梗絲是卷煙成品煙絲的重要組成部分，起到提高填充值，改善燃燒性，降低焦油的作用。目前行業(yè)內(nèi)采用較多的是氣流式和流化床式兩種梗絲干燥方式[1-2]。我司使用的是江蘇智思煙機(jī)公司的SH85型流化床干燥設(shè)備。流化床干燥后的梗絲填充性較好，但在使用過(guò)程中容易出現(xiàn)梗絲干燥出口含水率波動(dòng)大、端面差異大等問(wèn)題，造成后續(xù)工序的物料含水率不穩(wěn)定。筆者以SH85型流化床干燥機(jī)為研究對(duì)象，研究了7個(gè)干燥參數(shù)對(duì)干燥后水分的影響，以提高過(guò)程控制能力，穩(wěn)定成品梗絲品質(zhì)。

1 材料與方法

1.1 試驗(yàn)材料

原料選用2016年云南昆明中部長(zhǎng)梗，經(jīng)過(guò)儲(chǔ)梗、切絲、增溫增濕等工序后的梗絲含水率穩(wěn)定可控，水分Cpk值穩(wěn)定在2.0以上，可視為試驗(yàn)原料梗絲水分含水率一致。

1.2 試驗(yàn)方法

增溫增濕出口的梗絲，經(jīng)過(guò)流化床干燥后，在風(fēng)送后由紅外水分儀（MoistTech828，高比國(guó)際有限公司）探測(cè)含水率，剔除料頭和料尾10分鐘數(shù)據(jù)，由Intouch信息系統(tǒng)采集并測(cè)算出梗絲的Cpk。

1.3 Plackett-Burman法篩選影響干燥后水分Cpk的主要因子

選用試驗(yàn)次數(shù)N=7的Plackett-Burman試驗(yàn)設(shè)計(jì)[4]，考察了一區(qū)溫度、二區(qū)蒸汽壓力、風(fēng)門(mén)開(kāi)度、一區(qū)風(fēng)機(jī)頻率、二區(qū)風(fēng)機(jī)頻率、三區(qū)風(fēng)機(jī)頻率、排潮風(fēng)機(jī)頻率7個(gè)因子，以干燥出口水分Cpk為響應(yīng)值。每個(gè)因子取2個(gè)水平,采用minitab15對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析。

1.4 Box-Behnken響應(yīng)面設(shè)計(jì)

跟據(jù)Plackett-Barman試驗(yàn)結(jié)果，利用Minitab15軟件，進(jìn)行Box-Behnken的中心組合試驗(yàn)設(shè)計(jì)，找出干燥出口水分Cpk的最優(yōu)水平。

2 結(jié)果與分析

2.1 Plackett-Burman試驗(yàn)設(shè)計(jì)處理

參考各工藝參數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)設(shè)定范圍，采用Plackett-Burman設(shè)計(jì)法，篩選7個(gè)參數(shù)中影響干燥后水分Cpk的主要因素，每個(gè)參數(shù)設(shè)計(jì)高低2個(gè)水平。

2.2 確定關(guān)鍵影響因子

采用minitab15對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，以多干燥出口水分Cpk為響應(yīng)值，最優(yōu)回歸方程為：Y=-0.00722*一區(qū)溫度+0.000783*二區(qū)蒸汽壓力+-0.00392*風(fēng)門(mén)開(kāi)度+0.0225*一區(qū)風(fēng)機(jī)頻率+0.000556*二區(qū)風(fēng)機(jī)頻率+0.00167*三區(qū)風(fēng)機(jī)頻率+0.0658*排潮風(fēng)機(jī)頻率-1.51458，見(jiàn)表1。

該回歸方程的系數(shù)R-sq為0.9565，調(diào)整后R-sq為0.9054，回歸方程顯著(P＜0.05)，模型在整個(gè)回歸區(qū)域擬合度很好。從結(jié)果中能看出，二區(qū)蒸汽壓力、風(fēng)門(mén)開(kāi)度、排潮風(fēng)機(jī)頻率主效應(yīng)顯著，是影響干燥出口水分的關(guān)鍵因子。在下一步的響應(yīng)面分析中，重點(diǎn)研究這三個(gè)參數(shù)的最優(yōu)水平組合。

表1 Plackett-Burman試驗(yàn)結(jié)果

2.3 響應(yīng)面優(yōu)化試驗(yàn)

（1）Box-Behnken試驗(yàn)設(shè)計(jì)與分析。利用Minitab15軟件，在Plackett-Burman試驗(yàn)基礎(chǔ)上對(duì)二區(qū)蒸汽壓力、風(fēng)門(mén)開(kāi)度、排潮風(fēng)機(jī)頻率3個(gè)因素設(shè)計(jì)3因素3水平響應(yīng)面分析試驗(yàn)。響應(yīng)面優(yōu)化工藝試驗(yàn)中心組合設(shè)計(jì)及結(jié)果如表3所示。通過(guò)回歸擬合，干燥出口水分Cpk與二區(qū)蒸汽壓力、風(fēng)門(mén)開(kāi)度、排潮風(fēng)機(jī)頻率之間的關(guān)系可用下列回歸方程來(lái)表示：干燥出口水分Cpk=0.2762*二區(qū)蒸汽壓力+0.1806*風(fēng)門(mén)開(kāi)度+15.4466排潮風(fēng)機(jī)頻率-0.0003296二區(qū)蒸汽壓力*二區(qū)蒸汽壓力-0.001341*風(fēng)門(mén)開(kāi)度*風(fēng)門(mén)開(kāi)度-0.2069*排潮風(fēng)機(jī)頻率*排潮風(fēng)機(jī)頻率-350.852。多元相關(guān)系數(shù)為R-Sq=93.51%，R-Sq（調(diào)整）=88.65%，回歸方程P=0．015＜0.05，失擬檢驗(yàn) P=0．407＞0．05，表明該模型擬合度較好，不存在彎曲，見(jiàn)表2。

運(yùn)用響應(yīng)優(yōu)化器，可以得出，最優(yōu)的參數(shù)組合是，二區(qū)蒸汽壓力419Mpa，風(fēng)門(mén)開(kāi)度67.3°，排潮風(fēng)機(jī)頻率37.3HZ，理論可以達(dá)到的最高Cpk為1.36。

（3）回歸模型的驗(yàn)證。為了確定模型預(yù)測(cè)和試驗(yàn)結(jié)果的一致性，進(jìn)行了驗(yàn)證試驗(yàn)。X1（二區(qū)蒸汽壓力）設(shè)定為419Mpa，X2（風(fēng)門(mén)開(kāi)度）設(shè)定為67.3°，X3（排潮風(fēng)機(jī)頻率）設(shè)定為37.3HZ，進(jìn)行了3次平行試驗(yàn)，干燥出口水分Cpk平均可達(dá)1.32。

3 討論

影響流化床干燥效果的因素很多，恰當(dāng)?shù)倪\(yùn)用Plackett-Burman試驗(yàn)設(shè)計(jì)可以通過(guò)較少的試驗(yàn)從眾多影響因素中篩選出顯著的因素，避免了在后期的優(yōu)化試驗(yàn)中因部分因子不顯著而浪費(fèi)了試驗(yàn)資源。Box-Behnken響應(yīng)曲面分析法是一種優(yōu)化多變量系統(tǒng)的有效試驗(yàn)工具。相比較于傳統(tǒng)正交試驗(yàn)設(shè)計(jì)，響應(yīng)曲面分析法可以找出整個(gè)區(qū)域上因子的最佳水平組合和最優(yōu)值[4]。本試驗(yàn)將Plackett-Burman設(shè)計(jì)與Box-Behnken響應(yīng)曲面相結(jié)合，節(jié)約了試驗(yàn)時(shí)間和資源，優(yōu)化得出的預(yù)測(cè)結(jié)果和試驗(yàn)結(jié)果吻合也較好。該設(shè)計(jì)方法在研究多因子變量試驗(yàn)中，具有一定的應(yīng)用價(jià)值。

表2 Box-Behnken響應(yīng)面試驗(yàn)結(jié)果