川東老區(qū)凈化廠脫硫系統(tǒng)增效技術(shù)研究

梁 平 陳藝為 郭顯豐 宋冬寒 胡連興 付顯朝 段枷亦

1. 重慶科技學(xué)院石油與天然氣工程學(xué)院, 重慶 401331;2. 四川華油集團(tuán)有限責(zé)任公司, 四川 成都 610051

0 前言

本文針對(duì)川東地區(qū)某低負(fù)荷運(yùn)行狀態(tài)下的天然氣凈化廠,從節(jié)能角度出發(fā),以現(xiàn)場(chǎng)工藝流程和實(shí)際運(yùn)行參數(shù)為基礎(chǔ),利用ProMax流程模擬軟件搭建凈化廠脫硫工藝模型,并完成模型校核,研究了敏感性參數(shù)對(duì)天然氣凈化效果的影響,根據(jù)單因素敏感性取值范圍建立具有代表性的實(shí)驗(yàn)方案,并利用ProMax對(duì)這些實(shí)驗(yàn)方案分別進(jìn)行模擬,計(jì)算每組實(shí)驗(yàn)的天然氣凈化效果和能耗。基于SPSS對(duì)這些數(shù)據(jù)進(jìn)行極差和方差分析,并完成運(yùn)行參數(shù)優(yōu)化研究。

1 脫硫工藝模擬模型搭建

1.1 基礎(chǔ)數(shù)據(jù)

川東老區(qū)某天然氣凈化廠設(shè)計(jì)處理量為300×104m3/d,天然氣中H2S體積含量為6～9 g/m3,CO2體積含量為23～30 g/m3[3]。目前實(shí)際原料氣參數(shù)見(jiàn)表1。

表1凈化廠原料氣參數(shù)

項(xiàng)目數(shù)據(jù)溫度/℃11.3壓力/MPa4.8流量/(m3·h-1)175×104主要組分/(mol %) CH496.8 H2S0.66 CO22.04

1.2 模型搭建

選擇Amine Sweetening-RK模型計(jì)算酸氣在醇胺溶液中溶解度的熱力學(xué)過(guò)程,而采用TSWEET Kinetics模型計(jì)算氣液傳質(zhì)的動(dòng)力學(xué)過(guò)程[4]。圖1為基于ProMax搭建的脫硫模擬工藝流程。

圖1 基于ProMax搭建的脫硫模擬工藝流程

1.3 模型驗(yàn)證

在工藝模擬計(jì)算過(guò)程中,模型計(jì)算值與現(xiàn)場(chǎng)數(shù)據(jù)的吻合程度直接反應(yīng)了模型的準(zhǔn)確度。基于某凈化廠設(shè)計(jì)正常工況數(shù)據(jù),驗(yàn)證ProMax穩(wěn)態(tài)模型的可靠性,將模擬數(shù)據(jù)與現(xiàn)場(chǎng)值進(jìn)行對(duì)比,并分析相對(duì)誤差[5-6]。具體對(duì)比結(jié)果見(jiàn)表2。

表2模擬計(jì)算結(jié)果與實(shí)際生產(chǎn)數(shù)據(jù)比較

名稱(chēng)項(xiàng)目設(shè)計(jì)值運(yùn)行值ProMax核算值相對(duì)誤差/(%)原料氣處理量/(104 m3·d-1)3001751750H2S質(zhì)量含量/(g·m-3)6～97.627.620CO2質(zhì)量含量/(g·m-3)23～3040.340.30壓力/MPa≤84.84.80溫度/℃5～2511.311.30脫硫單元胺液(MDEA)循環(huán)量/(m3·h-1)15～5530300胺液(MDEA)貧液進(jìn)泵溫度/℃≤4032320胺液(MDEA)貧液濃度/(%)4545450閃蒸塔壓力/MPa0.55～400.60.60閃蒸溫度/℃≤1203433.6-1.18酸氣后冷出口壓力/MPa≤10.0830.0830酸氣后冷出口溫度/℃≤20022220脫硫單元酸氣量/(kg·h-1)2 4891 2231 210-1.06再生塔頂溫度/℃-99.198.3-0.80再生塔底溫度/℃-117.8117.80胺液換熱器進(jìn)出口溫度/℃富液進(jìn)、出口≤12018.4(進(jìn)口)、77.5(出口)18.4(進(jìn)口)、77.5(出口)0貧液進(jìn)、出口≤150120(進(jìn)口)、53.6(出口)117.8(進(jìn)口)、51.9(出口)-1.83、-3.17胺液后冷出口溫度/℃≤15032320重沸器出口溫度/℃-117.8117.80重沸器出口壓力/MPa-0.0970.0970再生熱負(fù)荷/kW-4 267.64 267.60濕凈化氣H2S含量/(mg·m-3)-8.18.54.9CO2含量/(mol %)-0.320.333.13壓力/MPa≤84.754.750溫度/℃44.942.341.471.96

2 脫硫工藝參數(shù)敏感性分析

2.1 單因素敏感性分析

3)貧液進(jìn)口溫度溫度升高,加快了CO2與MDEA的反應(yīng)速率,降低了對(duì)H2S的凈化效果。

因此,在控制單因素變量分析時(shí)影響效果重要度排序?yàn)?胺液循環(huán)量>吸收塔塔板數(shù)>吸收塔壓力>貧液進(jìn)口溫度。

表3初始參數(shù)值

單因數(shù)胺液循環(huán)量/(m3·h-1)吸收塔塔板數(shù)/塊貧液進(jìn)口溫度/℃吸收塔壓力/MPa設(shè)計(jì)值15～4010、12、16≤40≤8數(shù)值3016304.75

圖2 胺液循環(huán)量對(duì)凈化氣中H2S和CO2含量的影響

圖3 吸收塔塔板數(shù)對(duì)凈化氣中H2S和CO2含量的影響

圖4 貧液進(jìn)口溫度對(duì)凈化氣中H2S和CO2含量的影響

圖5 吸收塔壓力對(duì)凈化氣中H2S和CO2含量的影響

2.2 多因素敏感性分析

通過(guò)單因素對(duì)天然氣凈化效果影響實(shí)驗(yàn)的結(jié)果分析,可以找到對(duì)天然氣凈化影響較大的因素及滿(mǎn)足凈化要求的濃度范圍,但是對(duì)于多因素共同作用時(shí)對(duì)天然氣凈化效果有較大影響的多因素組合仍不能確定。單因素分析時(shí),各影響因素都不會(huì)受其他因素水平變動(dòng)的影響,但在實(shí)際情況下,需要考慮其他影響因素的重要性順序,以得到更為合理的結(jié)果。為了進(jìn)一步研究各因素共同作用對(duì)天然氣凈化效果及能耗的影響規(guī)律,設(shè)計(jì)時(shí)需考慮因素之間的交互作用[13]。

2.2.1 多因素影響的實(shí)驗(yàn)方案設(shè)計(jì)

多因素實(shí)驗(yàn)中因素及水平的選取主要以單因素實(shí)驗(yàn)為基礎(chǔ),在單因素實(shí)驗(yàn)結(jié)果分析中,當(dāng)胺液循環(huán)量、吸收塔塔板數(shù)、吸收塔壓力和貧液進(jìn)口溫度單獨(dú)作用時(shí)對(duì)天然氣凈化效果都會(huì)產(chǎn)生不同程度的影響,所以多因素實(shí)驗(yàn)考慮這四個(gè)因素[14-16]。

現(xiàn)根據(jù)單因素實(shí)驗(yàn)結(jié)果,確定多因素實(shí)驗(yàn)影響因素及其實(shí)驗(yàn)濃度范圍，見(jiàn)表4～5。

表4多因素實(shí)驗(yàn)影響因素及濃度范圍

胺液循環(huán)量/(m3·h-1)吸收塔板數(shù)/塊吸收塔壓力/MPa貧液進(jìn)口溫度/℃28～3010、12、164.75～5.2524～28

表5因素及水平

因素水平123A胺液循環(huán)量/(m3·h-1)282930B吸收塔板數(shù)/塊101216C吸收塔壓力/MPa4.755.005.25D吸收塔溫度/℃242628

針對(duì)胺液循環(huán)量和吸收塔塔板數(shù),胺液循環(huán)量和吸收塔壓力考慮交互作用,則對(duì)四因素三水平,兩個(gè)交互作用可選用L18(37)進(jìn)行正交實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì),第六行作為誤差行,共18個(gè)實(shí)驗(yàn)方案[17]。將18個(gè)實(shí)驗(yàn)組合進(jìn)行模擬計(jì)算,統(tǒng)計(jì)凈化氣中H2S含量用于衡量?jī)艋Ч?統(tǒng)計(jì)脫硫工藝中部分設(shè)備能耗用于能耗分析,具體計(jì)算結(jié)果見(jiàn)表6。

2.2.2 多因素影響的實(shí)驗(yàn)結(jié)果分析

2.2.2.1 極差分析

極差分析法又稱(chēng)為直觀分析法,通過(guò)計(jì)算各因素的極差Rj以及實(shí)驗(yàn)指標(biāo)Kjm值和kjm,其中Rj反映了第j列因素水平波動(dòng)時(shí),實(shí)驗(yàn)指標(biāo)的變動(dòng)幅度。Rj越大,說(shuō)明該因素對(duì)實(shí)驗(yàn)指標(biāo)的影響越大。根據(jù)Rj大小,可以判斷因素的主次順序。Kjm為第j列因素m水平所對(duì)應(yīng)的實(shí)驗(yàn)指標(biāo)和,kjm為Kjm平均值。由kjm大小可以判斷第j列因素優(yōu)水平和優(yōu)組合,各因素的優(yōu)水平的組合即為最優(yōu)組合[17]。計(jì)算結(jié)果見(jiàn)表7。

極差的大小反映各因素對(duì)指標(biāo)的影響的大小,根據(jù)計(jì)算結(jié)果,在能耗分析上,實(shí)驗(yàn)四個(gè)因素中,因素A的極差最大,為112.3。因素影響的順序?yàn)?A(胺液循環(huán)量)>C(吸收塔壓力)>D(貧液進(jìn)口溫度)>B(吸收塔塔板數(shù))>A×C(胺液循環(huán)量和吸收塔壓力的交互作用)>A×B(胺液循環(huán)量和吸收塔塔板數(shù)的交互作用),可見(jiàn)A、B、C、D因素對(duì)能耗都存在較大影響,兩個(gè)交互作用的影響較小。

2.2.2.2 方差分析法

由于極差分析法無(wú)法區(qū)分實(shí)驗(yàn)誤差引起的數(shù)據(jù)波動(dòng)和實(shí)驗(yàn)條件改變引起的數(shù)據(jù)波動(dòng),從而無(wú)法區(qū)分因素各水平的實(shí)驗(yàn)結(jié)果差異是由條件誤差引起的還是水平不同引起的。因此,為判斷考察因素是否顯著,可采用方差分析法。

采用SPSS軟件完成凈化能耗數(shù)據(jù)的方差分析計(jì)算,采用F檢驗(yàn)法檢驗(yàn)樣本間差異的顯著性[18-20]。具體計(jì)算結(jié)果見(jiàn)表8。

其中規(guī)定:當(dāng)F>F0.01時(shí),因素的影響特別顯著,記為“***”;當(dāng)F0.01≥F>F0.05時(shí),因素的影響顯著,記為“**”;當(dāng)F0.05≥F>F0.10時(shí),有一定的影響,記為“*”;當(dāng)F0.10≥F時(shí),影響不大或者沒(méi)有影響。

表6多因素實(shí)驗(yàn)方案表

實(shí)驗(yàn)ABA×BCA×CD凈化氣中H2S含量/(mg·m-3)能耗/kW1111111176.422 4422122222238.842 4533133333312.572 4374211223329.22 4985222331118.882 534623311227.162 4657312132334.612 5338323213111.842 574933132122.682 55610113322165.462 47511121133345.332 42612132211315.952 42113212313242.992 52514223121326.442 4811523123215.712 49216313231229.372 56317321312312.772 5731833212316.582 528

表7極差分析表

指標(biāo)ABA×BCA×CD能耗指標(biāo)/kWKj114 653.4715 036.0814 986.6714 875.6614 999.6714 996.2315 045.25Kj214 995.0615 041.1314 994.5414 999.5514 990.5214 992.5712 562.11Kj315 327.4514 898.7814 994.7715 100.7714 985.7914 981.5817 368.63kj12 442.252 506.012 497.782 479.2772 499.952 499.372 507.54kj22 499.182 506.862 499.092 499.9252 498.422 498.762 512.42kj32 554.582 483.132 499.1292 516.7952 497.632 496.932 481.23Rj112.3323.731.3137.522.312.4431.19

表8能耗方差分析表

方差來(lái)源離差平方和自由度平均值平方F值臨界值顯著性修正后模型45 197.707a153 013.1812 590.693--截距84 318 164.44184 318 164.443.523 E8--A25 802.617212 901.30952 908.626F0.05(2,2)=19.00***B1 217.0882608.5442 542.825F0.01(2,2)=99.01***A×B1.63030.5432.270F0.05(3,2)=19.16-C1 033.5842516.7922 159.435F0.01(2,2)=99.01***A×C3.87731.2925.401F0.01(3,2)=99.17-D13.079113.07954.653F0.01(1,2)=98.49**誤差0.47920.239---總計(jì)1.124 E818----校正總計(jì)45 198.18617----

結(jié)果分析:通過(guò)F值比較,可以看出因素A(胺液循環(huán)量)、B(吸收塔塔板數(shù))、C(吸收塔壓力)對(duì)實(shí)驗(yàn)的結(jié)果影響都非常顯著,因素D(貧液進(jìn)口溫度)對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果影響顯著，而兩種交互作用對(duì)實(shí)驗(yàn)的結(jié)果無(wú)影響,因此在確定A、B、C、D的優(yōu)選水平時(shí)可以不考慮交互作用。

3 最優(yōu)運(yùn)行參數(shù)確定

3.1 運(yùn)行參數(shù)最優(yōu)水平確定

根據(jù)計(jì)算結(jié)果做能耗分析實(shí)驗(yàn)的各因素趨勢(shì)圖,見(jiàn)圖6。

a)胺液循環(huán)量/(m3·h-1)

b)吸收塔塔板數(shù)/塊

c)吸收塔壓力/MPa

d)貧液進(jìn)口溫度/℃ 圖6 能耗實(shí)驗(yàn)中各因素趨勢(shì)圖

通過(guò)對(duì)能耗分析實(shí)驗(yàn)結(jié)果直觀分析:對(duì)于因素A(胺液循環(huán)量),k3>k2>k1,則因素A選取1水平,即取28水平。對(duì)于因素B(吸收塔塔板數(shù)),k2>k1>k3,則因素B選取3水平,即取16水平。對(duì)于因素C(吸收塔壓力),k3>k2>k1,則因素C選取4.75,對(duì)于因素D(貧液進(jìn)口溫度),k2>k1>k3,則因素D選取3水平,即取28水平。因此能耗最低的最佳搭配水平為A1+B3+C1+D3,即胺液循環(huán)量為28 m3·h-1,吸收塔板數(shù)為16塊,貧液進(jìn)口溫度28℃,吸收塔壓力為4.75 MPa。

3.2 驗(yàn)證實(shí)驗(yàn)

在影響因素的最優(yōu)搭配條件下,進(jìn)行最優(yōu)組合的驗(yàn)證實(shí)驗(yàn),方差分析得到的能耗最低的最優(yōu)組合A1+B3+C1+D3。將A1+B3+C1+D3與實(shí)驗(yàn)中能耗最低的實(shí)驗(yàn)11和實(shí)驗(yàn)12進(jìn)行對(duì)比,可知最優(yōu)組合能耗為2 403 kW，低于實(shí)驗(yàn)11和實(shí)驗(yàn)12的能耗,即A1+B3+C1+D3為能耗最低最優(yōu)運(yùn)行參數(shù)組合。實(shí)驗(yàn)結(jié)果對(duì)比見(jiàn)表9。

4 結(jié)論

2)通過(guò)對(duì)胺液循環(huán)量、吸收塔塔板數(shù)、吸收塔壓力、貧液進(jìn)口溫度進(jìn)行單因素敏感性分析,得出針對(duì)天然氣凈化效果影響程度最大的是胺液循環(huán)量,影響效果最小的是貧液進(jìn)口溫度。其中胺液循環(huán)量對(duì)H2S脫除效果比CO2更敏感。

3)利用正交實(shí)驗(yàn)法完成對(duì)天然氣凈化多因素影響情況分析,在保證實(shí)驗(yàn)結(jié)果覆蓋面較全的情況下,很大程度地減少了實(shí)驗(yàn)數(shù)量,確定了18組實(shí)驗(yàn)方案。

4)利用SPSS完成實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)的極差和方差分析,最終確定了針對(duì)該凈化廠脫硫系統(tǒng)最優(yōu)運(yùn)行方案,其中能耗最低的最優(yōu)運(yùn)行方案為胺液循環(huán)量28 m3·h-1,吸收塔板數(shù)16塊,吸收塔溫度28℃,吸收塔壓力4.75 MPa。

表9能耗最優(yōu)搭配組合驗(yàn)證實(shí)驗(yàn)

實(shí)驗(yàn)組合胺液循環(huán)量/(m3·h-1)吸收塔板數(shù)/塊吸收塔壓力/MPa貧液進(jìn)口溫度/℃能耗/kW方差分析—最優(yōu)組合28164.75282 403正交實(shí)驗(yàn)-對(duì)照組1128124.75282 426正交實(shí)驗(yàn)-對(duì)照組1228165.00282 421