烘絲入口水分對(duì)烘絲出口水分影響分析

何偉 陳曉杜 李甘添 陳仲燈

摘 ?要：通過T檢驗(yàn)考察烘絲出口水分的控制水平，再通過單因素方差分析檢驗(yàn)不同來料水分值組別相應(yīng)烘絲出口水分的差異性，最后用回歸分析給出烘絲入口水分與出口水分的相關(guān)性模型。結(jié)果表明，烘絲出口水分與入口水分是呈極顯著線性相關(guān)的，回歸模型的決定系數(shù)為0.956。

關(guān)鍵字：烘絲入口;烘絲出口;水分;影響

中圖分類號(hào) S571.1 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A?文章編號(hào) 1007-7731（2015）01-91-02

在制絲工藝中，烘絲工藝對(duì)成品煙絲的填充值、碎絲率和香氣特性等感官質(zhì)量具有重要影響[1-2]，而在烘絲工藝中烘絲出口水分作為關(guān)鍵參數(shù)，其準(zhǔn)確性和穩(wěn)定性是烘絲效果的重要評(píng)價(jià)指標(biāo)[3]。國內(nèi)外煙草工業(yè)技術(shù)人員對(duì)烘絲水分控制展開了大量的研究，如王小飛等[4]采用神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)模型研究了烘絲機(jī)出口含水率的優(yōu)化控制方法;張建棟等[5]、Hong Lian Sng等[6]嘗試?yán)媚：刂扑惴▽?shí)現(xiàn)烘絲水分控制;徐俊山等[7]利用預(yù)測PI控制器的預(yù)測控制功能和PI控制功能，降低出口煙絲水分含量的波動(dòng)幅度。目前研究主要針對(duì)烘絲工藝的過程控制進(jìn)行優(yōu)化研究，所考慮的因素也多為熱風(fēng)溫度、滾筒轉(zhuǎn)速等過程參數(shù)[8]，而忽略了來料水分對(duì)烘絲效果的影響。為此，在控制熱風(fēng)溫度、輔風(fēng)溫度、筒體轉(zhuǎn)速和筒壁壓力不變的情況下，筆者通過實(shí)驗(yàn)分析了不同來料水分對(duì)烘絲出口水分的影響。

1 材料與方法

1.1 試驗(yàn)材料 試驗(yàn)在龍巖卷煙廠精品線A線的滾筒式烘絲機(jī)上進(jìn)行，試驗(yàn)用煙絲為某2類烤煙型卷煙的加料切絲后煙絲。

1.2 取樣方法 為減少試驗(yàn)對(duì)煙絲品質(zhì)的影響，采用歷史數(shù)據(jù)提取方法進(jìn)行數(shù)據(jù)獲取。方法為從生產(chǎn)制造執(zhí)行系統(tǒng)MES中獲取2013年1月1日至2014年11月30日，精品線A線烘絲段所生產(chǎn)的某品牌煙絲的生產(chǎn)質(zhì)量數(shù)據(jù)，再查找其中同時(shí)滿足表1條件的生產(chǎn)批次數(shù)據(jù)。對(duì)同時(shí)滿足表1條件的數(shù)據(jù)，提取相應(yīng)批次的烘絲入口水分和烘絲出口水分值，共提取得相應(yīng)數(shù)據(jù)169批。

1.3 統(tǒng)計(jì)方法 首先運(yùn)用單樣本T檢驗(yàn)，驗(yàn)證烘絲出口水分與設(shè)定值之間的差異是否顯著，再將樣本按烘絲入口分成不同水平的小組，并用單因素方差分析驗(yàn)證各組烘絲出口水分是否存在差異，從而驗(yàn)證烘絲入口水分對(duì)烘絲出口水分的影響，最后用相關(guān)性檢驗(yàn)和回歸分析建立烘絲入口水分與出口水分間的關(guān)系模型。

表1 參數(shù)設(shè)定

[工藝參數(shù)＼&工作時(shí)熱

風(fēng)溫度（℃）＼&工作時(shí)輔

風(fēng)溫度（℃）＼&筒壁蒸汽

壓力（bar）＼&滾筒

轉(zhuǎn)速（r）＼&烘絲出口水分設(shè)定（%）＼&參考值＼&110＼&110＼&1.3＼&13＼&12.5＼&允許誤差＼&±0.1＼&±0.1＼&±0.01＼&±0.01＼&＼&]

2 結(jié)果與分析

2.1 烘絲出口水分控制效果 169個(gè)分析樣本的烘絲出口水分設(shè)定值均為12.5，而實(shí)際烘絲出口水分存在一定波動(dòng)，通過單樣本T檢驗(yàn)驗(yàn)證烘絲出口水分均值是否為12.5，結(jié)果如表2和表3。從表2可知，實(shí)際生產(chǎn)結(jié)果中烘絲出口水分均值為12.69，表3中P值小于0.05，所以烘絲出口水分均值與設(shè)定值間存在顯著差異。

表2 烘絲出口水分統(tǒng)計(jì)量

[＼&N＼&均值＼&標(biāo)準(zhǔn)差＼&均值的標(biāo)準(zhǔn)誤＼&烘絲出口水分＼&169＼&12.6934＼&0.05967＼&0.00459＼&]

表3 烘絲出口水分均值檢驗(yàn)

[＼&檢驗(yàn)值=12.5＼&t＼&df＼&Sig.

（雙側(cè)）＼&均值

差值＼&差分的 95%置信區(qū)間＼&下限＼&上限＼&烘絲出口水分＼&42.129＼&168＼&0.000＼&0.19337＼&0.1843＼&0.2024＼&]

2.2 烘絲入口水分對(duì)烘絲出口水分的影響檢驗(yàn) 將烘絲入口水分依據(jù)水分值大小進(jìn)行分組，定義組別如表4。根據(jù)不同烘絲入口水分值分組所對(duì)應(yīng)的烘絲出口水分值進(jìn)行統(tǒng)計(jì)描述如下表5。

表4 烘絲入口水分分組

[組別＼&水分值＼&1＼&<19.0＼&2＼&19.0～19.1＼&3＼&19.1～19.2＼&4＼&19.2～19.3＼&5＼&19.3～19.4＼&6＼&19.4～19.5＼&7＼&19.5～19.6＼&8＼&>19.6＼&]

表5 不同組別烘絲出口水分值描述

[組別＼&N＼&均值＼&標(biāo)準(zhǔn)差＼&標(biāo)準(zhǔn)誤＼& 均值的 95%置信區(qū)間 ? ＼&極小值＼&極大值＼&下限＼&上限＼&1＼&4＼&12.6231＼&0.07786＼&0.01947＼&12.5816＼&12.6646＼&12.51＼&12.75＼&2＼&9＼&12.6267＼&0.04416＼&0.01472＼&12.5927＼&12.6606＼&12.55＼&12.67＼&3＼&16＼&12.6300＼&0.02944＼&0.01472＼&12.5832＼&12.6768＼&12.59＼&12.66＼&4＼&21＼&12.6833＼&0.05624＼&0.01227＼&12.6577＼&12.7089＼&12.57＼&12.78＼&5＼&49＼&12.7041＼&0.05682＼&0.00812＼&12.6878＼&12.7204＼&12.57＼&12.81＼&6＼&43＼&12.7093＼&0.03857＼&0.00588＼&12.6974＼&12.7212＼&12.67＼&12.82＼&7＼&14＼&12.7271＼&0.03604＼&0.00963＼&12.7063＼&12.7480＼&12.69＼&12.81＼&8＼&13＼&12.7277＼&0.04246＼&0.01178＼&12.7020＼&12.7533＼&12.70＼&12.83＼&總數(shù)＼&169＼&12.6930＼&0.06042＼&0.00465＼&12.6838＼&12.7022＼&12.51＼&12.83＼&]

為進(jìn)行單因素方差分析，首先進(jìn)行方差齊性檢驗(yàn)，結(jié)果如表6，從表6可知，方差是齊性的。

表6 方差齊性檢驗(yàn)

[Levene 統(tǒng)計(jì)量＼&df1＼&df2＼&顯著性＼&4.342＼&7＼&161＼&0.062＼&]

再進(jìn)行單因素方差檢驗(yàn)結(jié)果如表7。從表7可知，顯著性的Sig=0.000<0.05，所以不同組別之間烘絲出口水分的差異是極顯著的，即可證明在相同生產(chǎn)條件下，不同烘絲入口水分將導(dǎo)致顯著差異的烘絲出口水分。

表7 ANOVA烘絲出口水分

[＼&平方和＼&df＼&均方＼&F＼&顯著性＼&組間＼&0.185＼&7＼&0.026＼&9.931＼&0.000＼&組內(nèi)＼&0.428＼&161＼&0.003＼&＼&＼&總數(shù)＼&0.613＼&168＼&＼&＼&＼&]

2.3 烘絲入口水分對(duì)烘絲出口水分的影響檢驗(yàn) 根據(jù)烘絲入口水分值劃分，分別取各組中心值和對(duì)應(yīng)組內(nèi)烘絲出口水分均值進(jìn)行烘絲出入口水分值變化分析，對(duì)應(yīng)關(guān)系表如表8。

表8 烘絲出入口水分對(duì)應(yīng)關(guān)系

[組別＼&入口水分值＼&出口水分值＼&1＼&18.95＼&12.623＼&2＼&19.05＼&12.627＼&3＼&19.15＼&12.630＼&4＼&19.25＼&12.683＼&5＼&19.35＼&12.704＼&6＼&19.45＼&12.709＼&7＼&19.55＼&12.727＼&8＼&19.65＼&12.728＼&]

表9 線性回歸系數(shù)

[模型＼&非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)＼&標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)

試用版＼&t＼&Sig.＼&B＼&標(biāo)準(zhǔn)誤差＼&常量＼&9.249＼&0.429＼&＼&21.545＼&0.000＼&烘絲入口水分＼&0.178＼&0.022＼&0.956＼&7.991＼&0.000＼&]

注：因變量：烘絲出口水分。

通過線性回歸分析，得烘絲出入口水分變化關(guān)系為表9，其擬合決定系數(shù)為0.956，見表10。從擬合結(jié)果可知，烘絲出入口水分變化呈現(xiàn)較好的線性關(guān)系。設(shè)烘絲入口水分為x，出口水分為y，則：y=0.178x+9.249。

表10 模型擬合決定系數(shù)

[模型＼&R＼&R 方＼&調(diào)整 R 方＼&標(biāo)準(zhǔn)估計(jì)的誤差＼&1＼&0.956＼&0.914＼&0.900＼&0.01441＼&]

注：預(yù)測變量：（常量）， 烘絲入口水分，因變量： 烘絲出口水分。

3 結(jié)論

通過烘絲出口水分的T均值檢驗(yàn)，可知目前烘絲出口水分的與設(shè)定值間存在一定差異，控制水平上有待改進(jìn)。由單因素方差檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，不同烘絲入口水分對(duì)出口水分影響是極顯著地，因此在改進(jìn)烘絲出口水分控制時(shí)，需考慮烘絲入口水分變化的影響。此外，通過回歸分析給出了烘絲出入口水分間的關(guān)系模型，為烘絲出口水分控制提供參考。下一步可以通過烘絲入口水分控制結(jié)合其他烘絲參數(shù)進(jìn)行正交實(shí)驗(yàn)，尋找在當(dāng)前控制算法下，令烘絲出口水分滿足工藝設(shè)定值得最優(yōu)參數(shù)組合。

參考文獻(xiàn)

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（責(zé)編：張宏民）