基于Minitab軟件全因子試驗法優化殼聚糖濕法紡絲

， ， ，

(1.西南大學紡織服裝學院，重慶 400715；2.重慶市纖維檢驗局，重慶 401121)

殼聚糖是甲殼素經過脫乙酰作用得到的高分子化合物，具有良好的生物相容性、生物降解性、無毒性、吸水性[1]，是目前功能材料、尤其是功能纖維和功能紡織品的研究熱點。影響殼聚糖紡絲原液濕法紡絲成型的主要因素有4個：殼聚糖溶液濃度、紡絲溫度、凝固浴中NaOH質量濃度、凝固浴溫度。目前，基于4個主要因素，針對殼聚糖的成纖性能的研究較多[2]，但并沒有比較4個因素對殼聚糖紡絲成型的效應大小，以及其中存在的交互效應。Minitab軟件是高效的統計和分析軟件，可用其進行實驗設計，分析因子效應大小，進行參數設計，但其在紡織領域的應用尚鮮有報道[3]。

本研究采用Mintab軟件設計全因子實驗，以絲條的實驗效果評分為響應變量，進行數據分析，探究并量化了影響殼聚糖紡絲原液成纖性能因子的效應以及其交互作用效應大小。

1 實 驗

1.1 實驗儀器和材料

JA2003A型電子天平(0.000 1 g)，SHA-C水浴恒溫振蕩器(金壇市易晨儀器制造有限公司)，LLY-06電子單纖維強力儀(萊州市電子儀器有限公司)，HDI-3型恒溫磁力攪拌器，DHG-9070A電熱恒溫鼓風干燥箱(上海齊欣科學儀器有限公司)，冰箱(海爾集團)，溫度計，醫用注射器，燒杯，量筒，玻璃棒等。

殼聚糖(90%脫乙酰度，山東萊州海力生物制品有限公司)；冰乙酸(分析純，川東化工)；NaOH(川東化工)；蒸餾水。

1.2 實驗方法

基于張紅等[4-5]和顏曉菜等[6-7]對殼聚糖紡絲原液的研究結果并根據全因子試驗設計方法，對4因子分別取高低兩水平。表1為試驗設計因子編碼水平表，將因子和參數輸入Minitab軟件，同時為增加方差分析的自由度以及減少誤差，增加3組中心點試驗，生成19組隨機運行序試驗。

按照試驗設計，配置殼聚糖(以3%的乙酸為溶劑)、NaOH溶液進行濕法紡絲，烘干后，測試初生纖維的絲條斷裂強力。但由于各組別的強力測試結果存在較大差距，有的組的斷裂強力太低，無法測試其斷裂強力，因此，為方便模型的建立，簡化數學運算，根據斷裂強力值以及絲條均勻度、表面形態、斷絲率，以10%～90%表征殼聚糖纖維的成纖效果并以此為響應變量。表2為Minitab軟件生成的24+3全因子試驗設計及試驗結果。

表1 試驗設計因子編碼水平

表2 24+3全因子試驗設計及試驗結果

2 結果與討論

2.1 全因子實驗數據分析

采用Minitab軟件分析殼聚糖溶液質量濃度、凝固浴中NaOH質量濃度、紡絲溫度、凝固浴溫度4因子以及4因子之間的交互作用對紡絲效果的影響，可得到顯著性輔助圖形。標準化的Pareto效應圖是將各個因子進行t檢驗，根據選定的顯著水平(α=0.05)，得出t的臨界值，并以t值絕對值作為橫坐標，各因子作為縱坐標，判斷效應的顯著性。圖1為Minitab軟件生成的標準化效應的Pareto圖。

從圖1可看出t的臨界值為2.365，因子A、D、C效應絕對值超過臨界值，說明殼聚糖溶液質量濃度、紡絲溫度、凝固浴溫度效應顯著并且效應依次減弱，而凝固浴中NaOH質量濃度不顯著，并且二因子交互作用CD效應絕對值靠近臨界值，說明紡絲溫度、凝固浴溫度二因子交互作用相對突出，這是因為絲條進入凝固浴并在凝固浴中成型是一個雙擴散的過程，而紡絲液的溫度和凝固浴的溫度差值，對絲條在凝固過程中的雙擴散系數產生了較大的影響。

圖1 標準化效應的Pareto圖(簡化模型前)

圖2 標準化效應的Pareto圖(簡化模型后)

2.2 顯著因子實驗數據分析

為得到有效模型，明確顯著因素作用，簡化模型，將不顯著因子剔除，對數據重新分析。圖2為剔除不顯著因子之后Minitab中生成的標準化效應的Pareto圖。從圖2可看出，剔除不顯著因子后，t的臨界值為2.145，因子A、C、D效應顯著，C、D交互作用明顯。與剔除前分析結果一致。同時Minitab軟件生成了以試驗效果為響應變量y的回歸方程：

y=10.9+1 344A+0.333C-
1.336D+0.0131C×D

表3為簡化模型數據的方差分析(ANOVA)，從表3中可看出，失擬項的p值為0.102，大于顯著水平0.05，說明模型并不存在失擬現象，模型總體有效。但是彎曲項的p值為0.000，小于顯著水平0.05，因此說明模型存在明顯的彎曲，因子的二次平方項對試驗效果的影響顯著，因此要得到更加精確的回歸方程，應該基于響應曲面法設計實驗，從而得出更加精確地回歸方程。

表3 方差分析(ANOVA)

2.3 優化實驗設計

從方差分析表中可知，模型存在明顯的彎曲，所以不能通過Minitab軟件中的響應優化器進行參數優化和設計。圖3為主效應圖，灰色背景表示項不在模型中。根據圖3中的效應關系，可得出基于全因子設計法的較優實驗設計為：殼聚糖溶液質量濃度0.05 g/mL，紡絲溫度60 ℃，凝固浴溫度10 ℃，凝固浴中NaOH質量濃度0.25g/mL，即第10組試驗設置。圖4為第10組實驗初生纖維的光學顯微鏡照片，可看出，纖維條干均勻，連續性較好。

圖3 主效應圖

圖4 第10組實驗初生纖維光學顯微鏡照片

3 結 論

基于Minitab軟件全因子實驗法得出影響殼聚糖紡絲原液的成纖性能的主要因素依次為殼聚糖溶液質量濃度、紡絲溫度、凝固浴溫度，紡絲溫度，并且凝固浴溫度二因子的交互作用效應相對明顯。得到關于試驗效果的有效初步回歸方程：y(試驗效果)=

10.9+1 344A+0.333C-1.336D+0.013 1C×D，為響應曲面法得到精確地回歸方程奠定了基礎，同時由主效應圖可得出較優的紡絲參數為：殼聚糖溶液質量濃度0.05 g/mL，紡絲溫度60 ℃，凝固浴溫度10 ℃，凝固浴中NaOH質量濃度0.25 g/mL。

[1] 楊俊杰,胡廣敏,相恒學,等.殼聚糖的溶解行為及其纖維研究進展[J].中國材料進展,2014,33(11):641-648.

[2] PILLAI C K S, PAUL W, SHARMA C P. Chitin and

chitosan polymers: chemistry, solubility and fiber formation[J]. Progress in Polymer Science,2009,34(7):641-678.

[3] 成強,崔淑玲.Minitab軟件優化滌綸分散染料載體CNJ染色[J].印染,2015(24):10-14.

[4] 張紅,張雯佳,趙國樑.殼聚糖紡絲原液性能及其濕法紡絲工藝[J].紡織學報,2010,31(8):1-5.

[5] 張紅.殼聚糖紡絲原液性能及其濕法紡絲工藝研究[D].北京:北京服裝學院,2009.

[6] 顏曉菜,何勇,黃勝,等.殼聚糖紡絲原液性能及其成纖性能的研究[J].產業用紡織品,2012(12):19-21.

[7] 顏曉菜.交聯殼聚糖的干濕法紡絲工藝研究[D].重慶：西南大學,2013.