應用回歸正交試驗優化水楊酸異戊酯香料合成工藝條件

劉 崢，劉寶玉，陳世亮，王國瑞，莫秋生

（桂林理工大學 化學與生物工程學院，廣西 桂林 541004）

應用回歸正交試驗優化水楊酸異戊酯香料合成工藝條件

劉 崢*，劉寶玉，陳世亮，王國瑞，莫秋生

（桂林理工大學 化學與生物工程學院，廣西 桂林 541004）

利用一次回歸正交試驗分析法，對固體超強酸SO42-/TiO2-Nd2O3催化水楊酸異戊酯的工藝條件進行了優化建模，找出了主次影響因素，得到了酯化率與影響因素的回歸方程，并對其進行驗證。同時用其指導工藝的改進，結果表明采用一次回歸正交試驗分析法得到回歸方程可以較好的預測該工藝體系中的酯化率，指導工藝改進。

水楊酸異戊酯；固體超強酸；回歸正交試驗；工藝優化

近二三十年來回歸正交設計方法在有機合成反應研究中得到了廣泛應用[1],它擺脫了古典回歸分析的被動局面,把試驗的安排、數據的處理和回歸方程的精度統一起來考慮，使在每個試驗點上獲得的數據含有最大的信息，從而減少試驗次數，而且使數據的統計分析具有一些好的性質[2]。實踐表明回歸正交設計方法在優化反應條件和產品配方優點顯著[3-7]。

固體超強酸催化劑是近年來迅速發展的具有工業重大應用價值的新型催化劑,在酯化反應中顯示出良好的催化活性, 因此,不斷優化固體超強酸催化酯化反應的工藝條件成為重要的研究課題。對固體超強酸催化劑合成水楊酸異戊酯前人已經做了大量的工作，大多數研究的重點是固體超強酸催化劑的制備方法，對酯化工藝條件的研究大多建立在單因素方法的基礎上，未見有SO42-/TiO2-Nd2O3催化劑催化合成水楊酸異戊酯及回歸正交設計方法優化其工藝條件的報道。本文制備固體超強酸催化劑SO42-/TiO2-Nd2O3，著重利用回歸正交設計方法[8]研究固體超強酸催化劑催化合成水楊酸異戊酯的數學建模及回歸方程，利用回歸方程找到最佳工藝條件[9]。

1 實驗部分

1.1 主要試劑和儀器

異戊醇（ AR）廣東汕頭市西隴化工廠；氧化釹（AR）國藥集團化學試劑有限公司；GS28-B型電子調速攪拌器 上海安亭電子儀器廠；DF-101S集熱恒溫加熱磁力攪拌器 鄭州長城科工貿有限公司； DZF-6020型真空干燥箱 上海一恒科技有限公司；SHB-Ⅲ型循環水式多用真空泵 鄭州長城科工貿有限公司；SX2 5-1型馬弗爐 上海滬越實驗儀器有限公司；WZS-1 790099型阿貝折光儀 上海赤天公司。

1.2 實驗方法

1.2.1 稀土復合固體超強酸 S O42-/TiO2-Nd2O3催化劑的制備

用2.0 mol/L稀H2SO4溶液將0.21 g Nd2O3剛好溶解, 再加入硫酸鈦，并加水充分溶解。在攪拌下緩慢滴入28%氨水，直至溶液pH達到9.0～10.0之間，再攪拌10 min左右，靜止陳化24 h，抽濾，所得沉淀依次用蒸餾水、乙醇充分洗滌，然后在105～110℃烘箱中干燥24 h。沉淀磨細后，從中稱取10 g，用0.5 mol/L的H2SO4溶液浸泡15 min，抽濾，紅外燈下干燥、研磨成粉體，最后在馬弗爐中于600 ℃焙燒 3 h，即可制得稀土復合固體超強酸SO42-/TiO2-Nd2O3催化劑，放入干燥器中備用[10]。

1.2.2 水楊酸異戊酯合成方法

用電子天平準確稱取 6.9 g水楊酸和 0.98 g SO42-/TiO2-Nd2O3催化劑，倒入50 mL的三口燒瓶中，量取2.8 mL異戊醇，倒入三口燒瓶，插好溫度計和分水器（分水器中裝滿異戊醇），接好回流冷凝管，加熱分水回流，至再沒有水分出為止，自然冷卻至室溫。將反應液倒入分液漏斗中，加入足量的碳酸氫鈉飽和溶液中和未反應的酸，靜置,分層后將有機層轉入25 mL燒瓶中，先常溫下加熱，蒸出未反應的異戊醇，再減壓蒸餾，收集160～200 ℃/100 kPa的餾分，即得到水楊酸異戊酯產品。按下式計算酯化率[11]：

酯化率= (1-反應某時刻酸值/反應初始酸值)×100%= (1-Vt/V0) ×100%

式中：V0、Vt分別表示反應初始時和反應t時刻取樣滴定所消耗標準0.1 mol/L NaOH乙醇溶液的體積。

2 結果與討論

2.1 一次回歸正交試驗方案和試驗結果

影響酯化反應的因素很多，但最主要的因素是反應時間、催化劑用量、酸醇摩爾比。因此，本文采作三因素二水平回歸正交設計方法進行優化，以酯化率為指標，建立指標與各因素的回歸方程（模型）。在探索性試驗的基礎上，確定了三因素的取值范圍，因x1= 1～4 h，所以其上水平x12= 4,下水平x11= 1,零水平 x10= (x11+x12)/2 = (1+4)/2 = 2.5，變化間距△1= x12- x10= 4 - 2.5 = 1.5，z11= (x11-x10)/△1=(1-2.5)/1.5= -1。z2、z3的編碼與z1類似，其結果見表1。

表1 因素水平編碼表Table 1 Factor level coding table

按1次回歸正交表L8（27）設計實驗，將 z1、z2、z3分別安排在1，2，4列，第3列、5列和第6列分別為交互作用z1z2、z1z3和z2z3列。不進行零水平試驗，故零水平試驗次數m0= 0,總試驗次數n = mc=8,試驗方案和試驗結果見表2。

表2 一次回歸正交試驗方案和試驗結果Table 2 One regression orthogonal experiment and the experimental results

2.2 數據處理

2.2.1 回歸方程的建立

將表2試驗數據輸入計算機用Microsoft Excel軟件處理，得出回歸方程為：

即回歸系數：a = 33.8, b1= 0.575, b2= 10.25, b3= -7.325, b12= 0.825, b13= -2.65, b23= 7.925

根據回歸方程中回歸系數絕對值的大小，可以得到各因數和交互作用對指標影響的主次順序為：

2.2.2 回歸方程F檢驗

線性回歸方差分析結果見表3。

由表3可以看出，式（1）回歸方程線性顯著，即酯化率與所討論的3個因數之間有顯著的線性關系。

表3 線性回歸方差分析Table 3 Linear regression variance analysis

2.2.3 回歸方程的復相關系數檢驗

由于SST= 1 903.74，SSR= 1 836.46，所以：

對于給定的顯著性水平α = 0.05，自變量個數m = 3，試驗次數n = 8時，查相關系數r與R的臨界值表得對應的臨界值Rmin= 0.912，故（1）式回歸方程與試驗數據擬合的很好，這與F檢驗的結論是一致的。

2.2.4 回歸方程的偏回歸系數的顯著性檢驗

將表2實驗數據進行方差分析，得表4。查得臨界值F0.05(1,4) = 7.71，所以對于給定的顯著性水平α=0.05，因數B，C和交互作用B×C對試驗結果都有顯著的影響。從表4中的F值的大小可以看出因素的主次順序為B，B×C，C，這與表2中的極差分析結果是一致的。

差異源 平方和S自由度f均方和MS F值 顯著性A△ 2.645 1 2.645 B 840.5 1 840.5 25.56 ﹡C 429.245 1 429.245 13.06 ﹡（A×B）△ 5.445 1 5.445（A×C）△ 56.18 1 56.18（B×C） 502.445 1 502.445 15.28 ﹡e 67.28 1 67.28 e△ 131.55 4 32.8875

2.2.5 回歸方程的回代

根據編碼公式 z1=(x1-x10)/△1、z2= (x2-x20)/△2、z3= (x3-x30)/△3,將編碼公式代入回歸方程(1)式為：

方程簡化為：

2.2.6 最優工藝條件的確定

酯化反應的最優工藝條件可由下列 2種方法確定。

方法1：在本試驗中所討論的指標酯化率越大越好，B、C、B×C的影響都是顯著的，應選擇[bc]ij([bc]ij表示Bi與Cj的水平組合對試驗結果的聯合效應，也稱總效應，它等于Bi與Cj搭配條件下的酯化率的均值與總均值之差)中最大者對應的因數B、C的水平為優水平組合，根據表2中的數據列出了因數B、C的二元表（表5）。

由公式[ab]ij= Dijr2/n - T/n[12]，選[ab]ij中最大者只需選表5中BiCj中最大者，它所對應的因素B、C的最優水平搭配為B1C-1。由于A不是顯著因素，故比較 A-1B1C-1，A1B1C-1，知最優水平組合為A-1B1C-1，即是表2中的第3號試驗方案。

表5 因素B、C的二元表Table 5 Factors B, C of the binary table

方法2：所需酯化率在反應時間不超過4 h,催化劑用量不超過1.5 g, 醇酸摩爾比不超過4的條件下對方程（3）進行規劃求解[13]。當x1= 4, x2= 1.5, x3=4時，y取最大值70.5%。根據模型條件，做3組平行實驗。實驗條件為：水楊酸10.6 g，異戊醇4.3 mL，催化劑1.5 g，反應時間4 h。實驗結果見表6。

表6 模型的驗證實驗數據Table 6 Model validation of experimental data

從表6可以看到實驗重現性很好，方法2條件下的工藝穩定性很高，且方法2比方法1得到的最優組合 A-1B1C-1的酯化率高，故最后確定最佳工藝條件為反應時間4 h，催化劑用量1.5 g(水楊酸質量的14.16%)，醇酸摩爾比為4。

3 結 論

將回歸分析與最優化方法應用于正交試驗，不僅可以根據正交試驗結果得到指標與試驗參數之間定性的關系，也可以得到兩者之間連續的定量關系，使得試驗次數減少。本文采用三因素二水平一次回歸正交設計方法，以酯化率為指標，建立指標與因素的回歸方程（模型）。

確定了最佳反應條件為：反應時間4 h，催化劑用量1.5 g (水楊酸質量的14.16%)、醇酸摩爾比為4；主次影響因素為催化劑用量>催化劑與醇酸摩爾比的交互作用>醇酸摩爾比。這為工業化生產提供了便捷的工藝優化模型。

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Optimization of Synthesis Conditions of Isoamyl Salicylate by Regression Orthogonal Experiment

LIU Zheng，LIU Bao-yu，CHENG Shi-liang，WANG Guo-rui，MO Qiu-sheng
(College of Chemical and Biological Engineering , Guilin University of Technology, Guangxi Guilin 541004, China)

Synthesis conditions of isoamyl salicylate over the solid superacid SO42-/TiO2-Nd2O3catalyst were optimized and modeled by linear regression orthogonal experiment，order of influencing factors was determined. Then regression equation of esterification rate and influence factors was obtained, and the regression equation was verified ,at last it was used to guide to improve the technology. The results show that the regression equation can predict esterification rate of the process system very well, and guide to improve the technology conditions.

Isoamyl salicylate;Solid superacid;Regression orthogonal design;Technology optimization

TQ 651

A

1671-0460（2011）01-0014-04

廣西高校優秀人才資助計劃項目(NO.RC2007021)、廣西研究生科研創新項目、廣西研究生教育創新人才聯合培養基地項目。

2010-08-20

劉 崢（1962-），女，江西興國人，教授，博士，研究方向：應用有機合成。E-mail：lisa4.6@163.com，電話：0773-5896859。