摘要 ［目的］優(yōu)化打葉復(fù)烤長(zhǎng)梗得率工藝，提高煙草打葉復(fù)烤長(zhǎng)梗得率。［方法］以陜甘產(chǎn)區(qū)的中部煙配打模塊為供試材料，以打葉流量、三打打輥轉(zhuǎn)速、四打打輥轉(zhuǎn)速為研究對(duì)象，采用全因子試驗(yàn)設(shè)計(jì)及DOE，探索打葉流量、三打打輥轉(zhuǎn)速和四打打輥轉(zhuǎn)速對(duì)長(zhǎng)梗得率的影響，并構(gòu)建相應(yīng)的數(shù)學(xué)回歸模型。［結(jié)果］打葉流量、三打打輥轉(zhuǎn)速、四打打輥轉(zhuǎn)速3個(gè)因子主效應(yīng)及打葉流量與三打打輥轉(zhuǎn)速間的交互作用對(duì)長(zhǎng)梗得率均有顯著影響，而打葉流量與四打打輥轉(zhuǎn)速間的交互作用、三打打輥轉(zhuǎn)速與四打打輥轉(zhuǎn)速間的交互作用對(duì)長(zhǎng)梗得率均沒(méi)有顯著影響。長(zhǎng)梗得率與打葉流量、三打打輥轉(zhuǎn)速、四打打輥轉(zhuǎn)速及打葉流量與三打打輥轉(zhuǎn)速間的交互作用四者間存在有效的回歸模型。最優(yōu)的指標(biāo)參數(shù)為打葉流量9 500 kg/h、三打打輥轉(zhuǎn)速650 r/min、四打打輥轉(zhuǎn)速750 r/min，平均長(zhǎng)梗得率達(dá)到最大值15.285 0%，合意度最好。［結(jié)論］長(zhǎng)梗得率與打葉流量、三打打輥轉(zhuǎn)速和四打打輥轉(zhuǎn)速存在一定的回歸關(guān)系，通過(guò)回歸關(guān)系確定了最佳長(zhǎng)梗得率的打葉流量、三打打輥轉(zhuǎn)速和四打打輥轉(zhuǎn)速指標(biāo)參數(shù)。

關(guān)鍵詞 煙草；DOE分析法；打葉流量；三打打輥轉(zhuǎn)速；四打打輥轉(zhuǎn)速；長(zhǎng)梗得率

中圖分類號(hào) TS 44+3 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A 文章編號(hào) 0517-6611（2024）20-0163-06

doi：10.3969/j.issn.0517-6611.2024.20.040

開(kāi)放科學(xué)（資源服務(wù)）標(biāo)識(shí)碼（OSID）：

Optimization of Long Stem Yield in Tobacco Leaf Processing Based on DOE Analysis Method

GUAN Sai-sai， XU Hong-yu， WANG Zi-zhong et al

（China Tobacco Gansu Industrial Co.， Ltd.， Lanzhou， Gansu 730050）

Abstract ［Objective］ In order to optimize the process of long stem yield and improve the long stem yield in tobacco leaf processing. ［Method］ Taking the middle leaf of Shaanxi-Gansu flue-cured tobacco as test materials and taking flow rate， three beating roller speed， four beating roller speed as the objects， by the principle of full factor experiments and DOE analysis method， mathematical regression models between long stem yield and flow rate， three beating roller speed， four beating roller speed were constructed. ［Result］ The results showed that： flow rate， three beating roller speed， four beating roller speed and interaction of flow rate with three beating roller speed had significant influence on the long stem yield， the interaction of flow rate with four beating roller speed and the interaction of three beating roller speed with four beating roller speed had no significant dAGMqmgjkv33I/pl8CC8ooNLdgDznAgTUq9P9dicwPs=influence on the long stem yield. There was an effective regression model between long stem yield and flow rate， three beating roller speed， four beating roller speed and interaction of flow rate with three beating roller speed. When flow rate was 9 500 kg/h， three beating roller speed was 650 r/min， and four beating roller speed was 750 r/min， the average long stem yield reached the maximum value of 15.285 0% and the best. ［Conclusion］ Comprehensive comparison suggested that there is a certain regression relationship between long stem yield and flow rate， three beating roller speed， four beating roller speed， the optimal parameters of flow rate， three beating roller speed， four beating roller speed for long stem yield were determined through the certain regression relationship.

Key words Tobacco;DOE analysis method;Flow rate;Three beating roller speed;Four beating roller speed;Long stem yield

長(zhǎng)梗不僅是煙草工業(yè)企業(yè)打葉復(fù)烤回收的副產(chǎn)品［1-2］，還是制造卷煙的重要原料［3］，優(yōu)化煙草打葉復(fù)烤長(zhǎng)梗得率工藝，提高煙草長(zhǎng)梗得率，能夠增強(qiáng)煙草工業(yè)企業(yè)長(zhǎng)梗保障能力。范興等［4］研究發(fā)現(xiàn)，長(zhǎng)梗糖的質(zhì)量分?jǐn)?shù)偏高，呈現(xiàn)高鉀、低堿、低木質(zhì)素的特點(diǎn)。李炎強(qiáng)等［5］研究發(fā)現(xiàn)，煙梗中的醛類物質(zhì)中性香味成分約是葉片的2.31倍。祁林等［6］研究發(fā)現(xiàn)，隨著梗絲長(zhǎng)度縮短，揮發(fā)性有機(jī)酸總量呈線性升高趨勢(shì)，揮發(fā)性致香物質(zhì)及兩類揮發(fā)性化學(xué)物質(zhì)總量呈逐漸升高的拋物線形變化趨勢(shì)。在煙葉打葉復(fù)烤過(guò)程中，長(zhǎng)梗質(zhì)量受多種因素影響，肖雷雨［7］研究發(fā)現(xiàn)，為了提高打葉后的長(zhǎng)梗率，中下部葉適當(dāng)降低打葉機(jī)轉(zhuǎn)速，上部葉適當(dāng)提高打葉機(jī)轉(zhuǎn)速。劉利鋒等［8］研究發(fā)現(xiàn)，7.62 cm框欄下的長(zhǎng)梗率較8.89 cm框欄略有提高。白寅良等［9］研究提出了一套提升打葉復(fù)烤成品長(zhǎng)梗率的關(guān)鍵參數(shù)模型，提升成品長(zhǎng)梗率。梁淼等［10］研究發(fā)現(xiàn)，長(zhǎng)梗率隨篩分片煙尺寸減少逐級(jí)降低。孫承順等［11］研究發(fā)現(xiàn)，把葉分離后長(zhǎng)梗率平均增幅達(dá)2.4%。孫革等［12］提出了一種打葉復(fù)烤線全懸浮式流量控制方案，準(zhǔn)確控制了打葉復(fù)烤煙葉流量。但通過(guò)單個(gè)工藝參數(shù)調(diào)控長(zhǎng)梗得率，作用有限。近幾年，甘肅煙草工業(yè)有限責(zé)任公司采購(gòu)的長(zhǎng)梗供不應(yīng)求，為了進(jìn)一步提高長(zhǎng)梗的自給水平，筆者通過(guò)全因子試驗(yàn)設(shè)計(jì)，分析長(zhǎng)梗得率與打葉流量、三打打輥轉(zhuǎn)速、四打打輥轉(zhuǎn)速間的關(guān)系，研究多個(gè)工藝參數(shù)對(duì)長(zhǎng)梗得率的影響，優(yōu)化打葉復(fù)烤長(zhǎng)梗得率的工藝，旨在為適宜長(zhǎng)梗得率下打葉流量、三打打輥轉(zhuǎn)速、四打打輥轉(zhuǎn)速最優(yōu)參數(shù)的確定提供參考。

1 材料與方法

1.1 試驗(yàn)基本情況

供試材料為陜甘產(chǎn)區(qū)的中部煙配打模塊（陜西C3L-AB等級(jí)煙葉和甘肅C3L-AB等級(jí)煙葉）。試驗(yàn)于2021年在咸陽(yáng)煙葉復(fù)烤加工生產(chǎn)線進(jìn)行，甘肅煙草工業(yè)有限責(zé)任公司2020年度陜甘產(chǎn)區(qū)中部煙模塊的平均長(zhǎng)梗得率為13.83%。

1.2 試驗(yàn)設(shè)計(jì)

采用全因子試驗(yàn)設(shè)計(jì)，甘肅煙草工業(yè)有限責(zé)任公司的打葉復(fù)烤人員和咸陽(yáng)煙葉復(fù)烤有限責(zé)任公司人員根據(jù)打葉復(fù)烤經(jīng)驗(yàn)，共同分析選擇了與長(zhǎng)梗得率密切相關(guān)的3個(gè)試驗(yàn)因子及因子水平，即打葉流量（高水平9 500 kg/h、低水平8 500 kg/h）、三打打輥轉(zhuǎn)速（高水平750 r/min、低水平650 r/min）、四打打輥轉(zhuǎn)速（高水平850 r/min、低水平750 r/min），做3因素2水平全因子試驗(yàn)，以長(zhǎng)梗得率為響應(yīng)變量，設(shè)置打葉流量、三打打輥轉(zhuǎn)速、四打打輥轉(zhuǎn)速3個(gè)因子，安排4個(gè)中心點(diǎn)，共12個(gè)試驗(yàn)處理（即23+4），各因子相應(yīng)的水平設(shè)計(jì)如表1所示。

用MINITAB16.0軟件對(duì)試驗(yàn)處理進(jìn)行隨機(jī)化試驗(yàn)排序［13-14］，結(jié)果如表2所示。

1.3 測(cè)定指標(biāo)及方法

每個(gè)處理設(shè)置1個(gè)生產(chǎn)班次，在煙葉打葉復(fù)烤過(guò)程中，每個(gè)生產(chǎn)班次在預(yù)回潮工序前統(tǒng)計(jì)投烤原煙過(guò)磅質(zhì)量，在煙梗包裝工序收集長(zhǎng)梗，并對(duì)其進(jìn)行稱重，計(jì)算長(zhǎng)梗得率。

Y=G1G2×100%（1）

式（1）中：Y為長(zhǎng)梗得率（%）；G1為長(zhǎng)梗質(zhì)量（kg）；G2為投烤原煙質(zhì)量（kg）。

1.4 統(tǒng)計(jì)分析

用MINITAB16.0軟件對(duì)試驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。

2 結(jié)果與分析

2.1 擬合選定模型

試驗(yàn)以長(zhǎng)梗得率為響應(yīng)變量，/AVCz9/n3Qr+Irt6AzCqJuP/x1BjoyrFYbrMw4tPnCQ=分析打葉流量、三打打輥轉(zhuǎn)速、四打打輥轉(zhuǎn)速3個(gè)因子對(duì)長(zhǎng)梗得率的影響，結(jié)果見(jiàn)表3。

通過(guò)MINITAB16.0軟件對(duì)試驗(yàn)結(jié)果數(shù)據(jù)進(jìn)行模型擬合，保留顯著項(xiàng)打葉流量、三打打輥轉(zhuǎn)速、四打打輥轉(zhuǎn)速3個(gè)因子主效應(yīng)，打葉流量與三打打輥轉(zhuǎn)速交互效應(yīng)，剔除不顯著項(xiàng)打葉流量與四打打輥轉(zhuǎn)速交互效應(yīng)、三打打輥轉(zhuǎn)速與四打打輥轉(zhuǎn)速交互效應(yīng)，綜合可得打葉流量、三打打輥轉(zhuǎn)速、四打打輥轉(zhuǎn)速對(duì)長(zhǎng)梗得率影響的回歸模型為：

Y=14.535 0+0.458 7×X1-9 000500-0.298 8×X2-70050-0.136 2×X3-80050+0.143 8×X1-9 000500×X2-70050（2）

式（2）中：Y為長(zhǎng)梗得率；X1為打葉流量；X2為三打打輥轉(zhuǎn)速；X3為四打打輥轉(zhuǎn)速。

2.1.1 分析評(píng)估回歸的顯著性?；貧w顯著性能通過(guò)主效應(yīng)、失擬項(xiàng)和彎曲項(xiàng)的P值衡量。若主效應(yīng)P值大于0.05，說(shuō)明回歸模型總體無(wú)效；失擬項(xiàng)的P值小于0.05，說(shuō)明模型缺失重要項(xiàng)；彎曲項(xiàng)的P值小于0.05，說(shuō)明模型中自變量因子需進(jìn)行變換［13-14］。由表4可知，主效應(yīng)P=0.000，小于0.05，說(shuō)明回歸總效果是顯著的；彎曲項(xiàng)P=0.77 大于0.05，可以認(rèn)為該數(shù)據(jù)并無(wú)彎曲現(xiàn)象；失擬項(xiàng)P=0.676，大于0.05，可以認(rèn)為回歸并無(wú)失擬現(xiàn)象。綜合以上分析，說(shuō)明回歸模型有效。

2.1.2 分析評(píng)估回歸的總效果。確定系數(shù)（R-Sq）及調(diào)整的確定系數(shù)能夠衡量擬合的總效果［13-14］。由表5可知，R-Sq 和R-Sq調(diào)整、R-Sq和R-Sq預(yù)測(cè)之間的差距較小，且R-Sq調(diào)整為93.32%，說(shuō)明回歸效果較好；3個(gè)因子主效應(yīng)、打葉流量與三打打輥轉(zhuǎn)速交互效應(yīng)的P值均小于0.05，說(shuō)明這些效應(yīng)在統(tǒng)計(jì)上是顯著的，表明模型整體效果較好。

2.1.3 分析評(píng)估回歸各項(xiàng)效應(yīng)的顯著性。由表5可知，打葉流量項(xiàng)、三打打輥轉(zhuǎn)速項(xiàng)、四打打輥轉(zhuǎn)速項(xiàng)、打葉流量與三打打輥轉(zhuǎn)速交互效應(yīng)項(xiàng)的P值均小于0.05，說(shuō)明回歸模型中的3個(gè)自變量因子效應(yīng)、打葉流量與三打打輥轉(zhuǎn)速交互效應(yīng)均是顯著的，模型整體效果較好。

2.2 殘差診斷

ANOVA分析、回歸系數(shù)估計(jì)結(jié)合殘差診斷能夠綜合評(píng)價(jià)模型效果，基于殘差的狀況能夠診斷模型與數(shù)據(jù)擬合的效果［13-14］。由圖1可知，長(zhǎng)梗得率的殘差圖正常，其散點(diǎn)圖并無(wú)漏斗形或喇叭形，殘差對(duì)各自變量圖正常，其散點(diǎn)圖并無(wú)彎曲趨勢(shì)，無(wú)需對(duì)模型中的長(zhǎng)梗得率、打葉流量、三打打輥轉(zhuǎn)速、四打打輥轉(zhuǎn)速進(jìn)行變換。

綜上所述，長(zhǎng)梗得率與打葉流量、三打打輥轉(zhuǎn)速、四打打輥轉(zhuǎn)速之間的有效數(shù)學(xué)回歸模型為：

Y=14.535 0+0.458 7×X1-9 000500-0.298 8×X2-70050-0.136 2×X3-80050+0.143 8×X1-9 000500×X2-70050（3）

式（3）中：Y為長(zhǎng)梗得率；X1為打葉流量；X2為三打打輥轉(zhuǎn)速；X3為四打打輥轉(zhuǎn)速。

2.3 分析解釋選定模型

2.3.1 殘差診斷。在模型確定后進(jìn)行殘差診斷，目的是判斷數(shù)據(jù)中是否有個(gè)別點(diǎn)出現(xiàn)異常，若全部數(shù)值之絕對(duì)值均不超過(guò)2，則表明“無(wú)異常點(diǎn)”［13-14］。由表6可知，擬合選定模型形成的標(biāo)準(zhǔn)化殘差列的全部數(shù)值之絕對(duì)值均不超過(guò)2，說(shuō)明無(wú)異常點(diǎn)。

2.3.2 確認(rèn)主效應(yīng)及交互效應(yīng)的顯著性。從圖2可知，3個(gè)主因子的回歸線均有一定的傾斜度，說(shuō)明打葉流量、三打打輥轉(zhuǎn)速和四打打輥轉(zhuǎn)速3因子對(duì)于長(zhǎng)梗得率的影響均是顯著的；在一定范圍內(nèi)，提高打葉流量、降低三打打輥轉(zhuǎn)速和四打打輥轉(zhuǎn)速，能夠提高長(zhǎng)梗得率。

由圖3可知，只有打葉流量與三打打輥轉(zhuǎn)速交互作用線明顯不平行，說(shuō)明二者交互作用顯著，其余交互作用均不顯著。

2.3.3 輸出等值線圖、響應(yīng)曲面圖等以確認(rèn)最佳設(shè)置。等值線圖和曲面圖能夠反映影響響應(yīng)變量的因子和交互作用項(xiàng)及其變化規(guī)律［13-14］。從圖4、5可知（只有打葉流量和三打打輥轉(zhuǎn)速交互作用顯著，四打打輥轉(zhuǎn)速設(shè)定在最佳值750 r/min），等高線彎曲，曲面偏離平面嚴(yán)重，說(shuō)明打葉流量、三打打輥轉(zhuǎn)速主效應(yīng)及其交互作用對(duì)長(zhǎng)梗得率的影響是顯著的，長(zhǎng)梗得率的最大值在打葉流量9 500 kg/h、三打打輥轉(zhuǎn)速650 r/min、四打打輥轉(zhuǎn)速750 r/min時(shí)達(dá)到最大。

2.3.4

最優(yōu)化長(zhǎng)梗得率及參數(shù)設(shè)置。由圖6可知，通過(guò)響應(yīng)優(yōu)化分析，當(dāng)打葉流量為9 500 kg/h、三打打輥轉(zhuǎn)速為650 r/min、四打打輥轉(zhuǎn)速為750 r/min時(shí)，平均長(zhǎng)梗得率達(dá)到最大值15.285 0%，合意度d為1.000 0，達(dá)到最佳。

2.4 驗(yàn)證試驗(yàn)

當(dāng)長(zhǎng)梗得率回歸模型中打葉流量為9 500 kg/h、三打打輥轉(zhuǎn)速為650 r/min、四打打輥轉(zhuǎn)速為750 r/min時(shí)，長(zhǎng)梗得率的擬合預(yù)測(cè)值為15.285 0%，擬合值的標(biāo)準(zhǔn)誤為0.100 2，平均長(zhǎng)梗得率的置信區(qū)間為（15.048 1%，15.521 9%），個(gè)別長(zhǎng)梗得率的預(yù)測(cè)區(qū)間為（14.894 7%，15.675 3%）。

由表7可知，在最佳點(diǎn)打葉流量9 500 kg/h、三打轉(zhuǎn)速650 r/min、四打轉(zhuǎn)速750 r/min處，6次驗(yàn)證試驗(yàn)長(zhǎng)梗得率的結(jié)果均在長(zhǎng)梗得率的95%預(yù)測(cè)區(qū)間內(nèi)，其平均值為15.27%，在長(zhǎng)梗得率的95%置信區(qū)間內(nèi)，6次驗(yàn)證試驗(yàn)結(jié)果與長(zhǎng)梗得率回歸模型下的新設(shè)計(jì)點(diǎn)處的預(yù)測(cè)響應(yīng)一致，說(shuō)明模型正確，預(yù)測(cè)結(jié)果可信，參數(shù)設(shè)置有效。

2.5 優(yōu)化后的長(zhǎng)梗得率

采用最優(yōu)參數(shù)打葉流量9 500 kg/h、三打轉(zhuǎn)速650 r/min、四打轉(zhuǎn)速750 r/min設(shè)置加工，中部煙配打模塊長(zhǎng)梗得率達(dá)到15.28%，較優(yōu)化前長(zhǎng)粳得率13.83%顯著增加了1.45百分點(diǎn)，提高了10.48%。

3 結(jié)論與討論

采用全因子試驗(yàn)設(shè)計(jì)，研究了煙葉打葉流量、三打打輥轉(zhuǎn)速和四打打輥轉(zhuǎn)速對(duì)長(zhǎng)梗得率的影響，結(jié)果表明：①打葉流量、三打打輥轉(zhuǎn)速、四打打輥轉(zhuǎn)速3個(gè)因子主效應(yīng)及打葉流量與三打打輥轉(zhuǎn)速交互作用對(duì)長(zhǎng)梗得率有顯著影響，而打葉流量與四打打輥轉(zhuǎn)速交互作用、三打打輥轉(zhuǎn)速與四打打輥轉(zhuǎn)速交互作用對(duì)長(zhǎng)梗得率沒(méi)有顯著影響。②通過(guò)3因素2水平全因子試驗(yàn)，構(gòu)建了長(zhǎng)梗得率的有效回歸模型。③通過(guò)長(zhǎng)梗得率的回歸模型分析，最佳工藝指標(biāo)參數(shù)為打葉流量9 500 kg/h、三打打輥轉(zhuǎn)速650 r/min、四打打輥轉(zhuǎn)速750 r/min，平均長(zhǎng)梗得率達(dá)到最大值15.285 0%，合意度最好，達(dá)到最佳。

綜合分析，長(zhǎng)梗得率與打葉流量、三打打輥轉(zhuǎn)速和四打打輥轉(zhuǎn)速存在一定的回歸關(guān)系，通過(guò)回歸關(guān)系確定了最佳長(zhǎng)梗得率的打葉流量、三打打輥轉(zhuǎn)速和四打打輥轉(zhuǎn)速參數(shù)。但在實(shí)際煙葉打葉復(fù)烤過(guò)程中，還需要結(jié)合復(fù)烤企業(yè)的硬件條件、產(chǎn)區(qū)煙葉的加工特性等進(jìn)行深入研究，選擇適宜的打葉復(fù)烤技術(shù)指標(biāo)參數(shù)，提高打葉復(fù)烤的長(zhǎng)梗得率，提升煙葉打葉復(fù)烤加工水平，滿足工業(yè)企業(yè)的需求。

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