基于Minitab軟件全因子試驗(yàn)法優(yōu)化殼聚糖濕法紡絲

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(1.西南大學(xué)紡織服裝學(xué)院，重慶 400715；2.重慶市纖維檢驗(yàn)局，重慶 401121)

殼聚糖是甲殼素經(jīng)過(guò)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(wú)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(diǎn)。影響殼聚糖紡絲原液濕法紡絲成型的主要因素有4個(gè)：殼聚糖溶液濃度、紡絲溫度、凝固浴中NaOH質(zhì)量濃度、凝固浴溫度。目前，基于4個(gè)主要因素，針對(duì)殼聚糖的成纖性能的研究較多[2]，但并沒(méi)有比較4個(gè)因素對(duì)殼聚糖紡絲成型的效應(yīng)大小，以及其中存在的交互效應(yīng)。Minitab軟件是高效的統(tǒng)計(jì)和分析軟件，可用其進(jìn)行實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，分析因子效應(yīng)大小，進(jìn)行參數(shù)設(shè)計(jì)，但其在紡織領(lǐng)域的應(yīng)用尚鮮有報(bào)道[3]。

本研究采用Mintab軟件設(shè)計(jì)全因子實(shí)驗(yàn)，以絲條的實(shí)驗(yàn)效果評(píng)分為響應(yīng)變量，進(jìn)行數(shù)據(jù)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(yīng)以及其交互作用效應(yīng)大小。

1 實(shí) 驗(yàn)

1.1 實(shí)驗(yàn)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?jī)x器制造有限公司)，LLY-06電子單纖維強(qiáng)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(fēng)干燥箱(上海齊欣科學(xué)儀器有限公司)，冰箱(海爾集團(tuán))，溫度計(jì)，醫(yī)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(shí)驗(yàn)方法

基于張紅等[4-5]和顏曉菜等[6-7]對(duì)殼聚糖紡絲原液的研究結(jié)果并根據(jù)全因子試驗(yàn)設(shè)計(jì)方法，對(duì)4因子分別取高低兩水平。表1為試驗(yàn)設(shè)計(jì)因子編碼水平表，將因子和參數(shù)輸入Minitab軟件，同時(shí)為增加方差分析的自由度以及減少誤差，增加3組中心點(diǎn)試驗(yàn)，生成19組隨機(jī)運(yùn)行序試驗(yàn)。

按照試驗(yàn)設(shè)計(jì)，配置殼聚糖(以3%的乙酸為溶劑)、NaOH溶液進(jìn)行濕法紡絲，烘干后，測(cè)試初生纖維的絲條斷裂強(qiáng)力。但由于各組別的強(qiáng)力測(cè)試結(jié)果存在較大差距，有的組的斷裂強(qiáng)力太低，無(wú)法測(cè)試其斷裂強(qiáng)力，因此，為方便模型的建立，簡(jiǎn)化數(shù)學(xué)運(yùn)算，根據(jù)斷裂強(qiáng)力值以及絲條均勻度、表面形態(tài)、斷絲率，以10%～90%表征殼聚糖纖維的成纖效果并以此為響應(yīng)變量。表2為Minitab軟件生成的24+3全因子試驗(yàn)設(shè)計(jì)及試驗(yàn)結(jié)果。

表1 試驗(yàn)設(shè)計(jì)因子編碼水平

表2 24+3全因子試驗(yàn)設(shè)計(jì)及試驗(yàn)結(jié)果

2 結(jié)果與討論

2.1 全因子實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)分析

采用Minitab軟件分析殼聚糖溶液質(zhì)量濃度、凝固浴中NaOH質(zhì)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(duì)紡絲效果的影響，可得到顯著性輔助圖形。標(biāo)準(zhǔn)化的Pareto效應(yīng)圖是將各個(gè)因子進(jìn)行t檢驗(yàn)，根據(jù)選定的顯著水平(α=0.05)，得出t的臨界值，并以t值絕對(duì)值作為橫坐標(biāo)，各因子作為縱坐標(biāo)，判斷效應(yīng)的顯著性。圖1為Minitab軟件生成的標(biāo)準(zhǔn)化效應(yīng)的Pareto圖。

從圖1可看出t的臨界值為2.365，因子A、D、C效應(yīng)絕對(duì)值超過(guò)臨界值，說(shuō)明殼聚糖溶液質(zhì)量濃度、紡絲溫度、凝固浴溫度效應(yīng)顯著并且效應(yīng)依次減弱，而凝固浴中NaOH質(zhì)量濃度不顯著，并且二因子交互作用CD效應(yīng)絕對(duì)值靠近臨界值，說(shuō)明紡絲溫度、凝固浴溫度二因子交互作用相對(duì)突出，這是因?yàn)榻z條進(jìn)入凝固浴并在凝固浴中成型是一個(gè)雙擴(kuò)散的過(guò)程，而紡絲液的溫度和凝固浴的溫度差值，對(duì)絲條在凝固過(guò)程中的雙擴(kuò)散系數(shù)產(chǎn)生了較大的影響。

圖1 標(biāo)準(zhǔn)化效應(yīng)的Pareto圖(簡(jiǎn)化模型前)

圖2 標(biāo)準(zhǔn)化效應(yīng)的Pareto圖(簡(jiǎn)化模型后)

2.2 顯著因子實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)分析

為得到有效模型，明確顯著因素作用，簡(jiǎn)化模型，將不顯著因子剔除，對(duì)數(shù)據(jù)重新分析。圖2為剔除不顯著因子之后Minitab中生成的標(biāo)準(zhǔn)化效應(yīng)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(yīng)顯著，C、D交互作用明顯。與剔除前分析結(jié)果一致。同時(shí)Minitab軟件生成了以試驗(yàn)效果為響應(yīng)變量y的回歸方程：

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

表3為簡(jiǎn)化模型數(shù)據(jù)的方差分析(ANOVA)，從表3中可看出，失擬項(xiàng)的p值為0.102，大于顯著水平0.05，說(shuō)明模型并不存在失擬現(xiàn)象，模型總體有效。但是彎曲項(xiàng)的p值為0.000，小于顯著水平0.05，因此說(shuō)明模型存在明顯的彎曲，因子的二次平方項(xiàng)對(duì)試驗(yàn)效果的影響顯著，因此要得到更加精確的回歸方程，應(yīng)該基于響應(yīng)曲面法設(shè)計(jì)實(shí)驗(yàn)，從而得出更加精確地回歸方程。

表3 方差分析(ANOVA)

2.3 優(yōu)化實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

從方差分析表中可知，模型存在明顯的彎曲，所以不能通過(guò)Minitab軟件中的響應(yīng)優(yōu)化器進(jìn)行參數(shù)優(yōu)化和設(shè)計(jì)。圖3為主效應(yīng)圖，灰色背景表示項(xiàng)不在模型中。根據(jù)圖3中的效應(yīng)關(guān)系，可得出基于全因子設(shè)計(jì)法的較優(yōu)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)為：殼聚糖溶液質(zhì)量濃度0.05 g/mL，紡絲溫度60 ℃，凝固浴溫度10 ℃，凝固浴中NaOH質(zhì)量濃度0.25g/mL，即第10組試驗(yàn)設(shè)置。圖4為第10組實(shí)驗(yàn)初生纖維的光學(xué)顯微鏡照片，可看出，纖維條干均勻，連續(xù)性較好。

圖3 主效應(yīng)圖

圖4 第10組實(shí)驗(yàn)初生纖維光學(xué)顯微鏡照片

3 結(jié) 論

基于Minitab軟件全因子實(shí)驗(yàn)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(zhì)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(yīng)相對(duì)明顯。得到關(guān)于試驗(yàn)效果的有效初步回歸方程：y(試驗(yàn)效果)=

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

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