萬怡，賀福強(qiáng)，陳發(fā)江，徐浩然，黃易周

（1.貴州大學(xué) 機(jī)械工程學(xué)院，貴州 貴陽 550025；2.貴州晶木建材有限公司，貴州 貴陽 550025）

0 引言

隨著人造板工業(yè)的快速發(fā)展，我國已成為令人矚目的人造板生產(chǎn)大國[1-3]。雖然人造板被廣泛應(yīng)用于建筑、裝修、家具等各個領(lǐng)域，但板材存在燃點(diǎn)低、遇水易膨脹、抗彎性弱等顯著問題，導(dǎo)致在使用過程中有安全隱患。所以改善人造板的力學(xué)性能、結(jié)構(gòu)穩(wěn)定性非常重要[4]。

人造板性能和制備工藝條件息息相關(guān)。黃靜[5]研究了新型木基復(fù)合材料的高壓無膠模塑成型工藝參數(shù)，獲得了最佳工藝條件為：成形溫度160℃、成形壓力70 MPa、保溫時間30 min。Reinprecht[6]和Nosal等[7]研究防霉環(huán)保型人造板，發(fā)現(xiàn)在制備刨花板的過程中添加硫酸銅可以提高其抗菌抗霉性能。吳丹妮等[8]研究了鎂質(zhì)膠黏劑制備膠合板，得到優(yōu)化配比n（MgO）∶n（MgCl2）=6，n（H2O）∶n（MgCl2）=16，最佳制備工藝為冷壓時間28 h，施膠量700 g/m2，養(yǎng)護(hù)時間15 d。李文超等[9]采用復(fù)合擠出與口模拉伸技術(shù)制備coPP/iPP自增強(qiáng)線材，以此為增強(qiáng)體和基體經(jīng)熱壓成型制備復(fù)合板材，大幅度提高了復(fù)合板材的拉伸強(qiáng)度和彎曲強(qiáng)度。人造板壓制成型后處理工藝條件，如保壓與烘干工藝，都顯著影響板材的性能。然而，目前大多數(shù)研究僅針對預(yù)處理和壓制成型過程，尚缺乏對人造板后處理工藝參數(shù)的系統(tǒng)認(rèn)識。

本研究采用響應(yīng)面分析法，研究保壓時間、烘干溫度、烘干時間及它們之間的交互作用對新型多功能復(fù)合板材性能的影響，獲取最優(yōu)工藝參數(shù)條件，并建立與驗(yàn)證了優(yōu)化模型的有效性。本研究結(jié)果為復(fù)合板材的制備提供了實(shí)驗(yàn)依據(jù)和理論支撐。

1 試 驗(yàn)

1.1 材料與儀器

選用貴州晶木有限公司生產(chǎn)的復(fù)合多功能木質(zhì)板材，其主要由廢木屑、秸稈、氧化鎂、氯化鎂等原料制作而成。板材試件尺寸為210 mm×50 mm×8 mm，如圖1所示。實(shí)際生產(chǎn)過程中存在尺寸偏差，實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)選擇3次實(shí)驗(yàn)的平均值。為了盡可能地避免其他因素對實(shí)驗(yàn)結(jié)果造成的影響，實(shí)驗(yàn)過程中材料選擇同一批次板材。

圖1 復(fù)合板材尺寸

保壓實(shí)驗(yàn)是板材經(jīng)過壓機(jī)壓制成型后在鎖模裝置中保留的過程，烘干實(shí)驗(yàn)在XMA-2000電熱恒溫干燥箱中進(jìn)行。在MWD-10W微機(jī)控制人造板萬能試驗(yàn)機(jī)上測試板材的力學(xué)性能，實(shí)驗(yàn)過程中兩支座間的距離為180 mm，分配梁距離兩支座中心距離均為90 mm，載荷通過壓頭以20 mm/min位移的方式加載，實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)通過萬能試驗(yàn)機(jī)自身的自動控制和數(shù)據(jù)采集系統(tǒng)采集。測量板材進(jìn)行保壓與烘干工藝前后的質(zhì)量變化，根據(jù)式（1）計(jì)算質(zhì)量損失率[10]。

測試質(zhì)量損失率之前，進(jìn)行試件平衡處理，即在室溫下相隔24 h稱量板材的質(zhì)量，質(zhì)量差小于試件質(zhì)量的0.1%，即可視為質(zhì)量恒定[11]。

1.2 試驗(yàn)方法

1.2.1 單因素試驗(yàn)方法

木質(zhì)板材的力學(xué)性能和質(zhì)量損失率是板材非常重要的指標(biāo)，本文主要研究復(fù)合板材后處理工藝參數(shù)：保壓時間、烘干溫度、烘干時間3個因素對復(fù)合板材靜曲強(qiáng)度、彈性模量、質(zhì)量損失率的影響。保壓時間取常用實(shí)際生產(chǎn)時間12、24、36 h。參照GB/T 17657—2013《人造板及飾面人造板理化性能試驗(yàn)方法》，烘干溫度分別為90、110、130℃，烘干時間分別為1、2、3 h。

1.2.2 響應(yīng)面試驗(yàn)方法

響應(yīng)面試驗(yàn)方法[12]是根據(jù)單因素試驗(yàn)的結(jié)果，確定因素水平范圍，利用Design-Export軟件進(jìn)行試驗(yàn)方案設(shè)計(jì)[13]，以保壓時間、烘干溫度、烘干時間作為實(shí)驗(yàn)因素，以靜曲強(qiáng)度、彈性模量、質(zhì)量損失率作為響應(yīng)，擬合它們之間的函數(shù)關(guān)系，求解出多元二次回歸方程，分析后處理工藝參數(shù)對木質(zhì)板材性能影響的顯著性順序。對3個因素以-1，0，1進(jìn)行編碼，其中“-1”代表低水平，“0”代表中心點(diǎn)，“1”代表高水平。實(shí)驗(yàn)因素及水平如表1所示。

表1 響應(yīng)面試驗(yàn)設(shè)計(jì)因素水平表

2 結(jié)果與分析

2.1 單因素試驗(yàn)結(jié)果

保壓時間、烘干溫度、烘干時間3個因素對靜曲強(qiáng)度、彈性模量、質(zhì)量損失率的影響分別如表2、表3、表4所示。

表2 保壓時間對板材性能影響

表3 烘干溫度對板材性能影響

表4 烘干時間對板材性能影響

由單因素結(jié)果可知，靜曲強(qiáng)度和彈性模量受保壓時間、烘干溫度影響較大，烘干時間影響較小。靜曲強(qiáng)度和彈性模量隨著保壓時間增加、烘干溫度升高而先增大后減小，這主要是因?yàn)榘宀脑现械难趸V和氯化鎂發(fā)生水合反應(yīng)會生成5Mg（OH）2·MgCl2·8H2O相（518相）和3Mg（OH）2·MgCl2·8H2O相（318相）等，這2種水化產(chǎn)物能夠形成凝膠增強(qiáng)木板的力學(xué)性能，但它們會因空氣中的CO2和水蒸氣的影響而不能穩(wěn)定存在，板材力學(xué)性能也隨之減小。保壓時間前期，氧化鎂和氯化鎂充分反應(yīng)，板材力學(xué)性能增加，保壓時間后期，潮濕的外界環(huán)境導(dǎo)致力學(xué)性能降低；烘干溫度≤110℃，水化物穩(wěn)定為518相和318相，但烘干溫度升高后，水化物會轉(zhuǎn)變?yōu)槠渌衔铮宀牧W(xué)性能降低。質(zhì)量損失率受保壓時間影響較小，受烘干溫度、烘干時間影響較大，因?yàn)榘宀牡馁|(zhì)量損失率主要與含水率相關(guān)。烘干過程中，溫度越高、烘干時間越長，含水率越低，板材質(zhì)量損失率越高，變得更脆。因此，在此試驗(yàn)前提下，各單因素的最優(yōu)試驗(yàn)參數(shù)為：保壓時間24 h，烘干溫度110℃，烘干時間2 h。

2.2 響應(yīng)面試驗(yàn)結(jié)果

2.2.1 響應(yīng)面試驗(yàn)結(jié)果及方差分析

將各因素及其水平值輸入軟件中，最終確定19組試驗(yàn)參數(shù)，并通過試驗(yàn)獲取了各試驗(yàn)點(diǎn)的試驗(yàn)數(shù)據(jù)。表5是19組試驗(yàn)設(shè)計(jì)參數(shù)與結(jié)果。

運(yùn)用Design-Export進(jìn)行多元回歸方程擬合，根據(jù)表5試驗(yàn)結(jié)果，得到靜曲強(qiáng)度回歸方程模型1如式（2）所示：

表5 響應(yīng)面試驗(yàn)點(diǎn)與試驗(yàn)結(jié)果

得到彈性模量回歸方程模型2如式（3）所示：

得到質(zhì)量損失率回歸方程模型3如式（4）所示：

式中：Y1——靜曲強(qiáng)度；

Y2——彈性模量；

Y3——質(zhì)量損失率；

A——保壓時間；

B——烘干溫度；

C——烘干時間；

AB——保壓時間與烘干溫度交互作用；

AC——保壓時間與烘干時間交互作用；

BC——烘干溫度與烘干時間交互作用。

表6是靜曲強(qiáng)度、彈性模量、質(zhì)量損失率回歸方程模型方差分析。方程中P值大小與因素顯著性相關(guān)，P<0.001為極顯著，P<0.01為高度顯著，P<0.05為顯著。

由表6可以看出，各個模型的F值都較大，表明各方差模型極顯著。各校正相關(guān)系數(shù)與預(yù)測相關(guān)系數(shù)差異小，且均接近1，說明各方程模型無須進(jìn)一步優(yōu)化。各變異系數(shù)小于15%，表示試驗(yàn)數(shù)據(jù)真實(shí)有效，無明顯異常。靜曲強(qiáng)度模型的失擬項(xiàng)F=1.90，P=0.2756，結(jié)果極不顯著，表明式（2）回歸方程模型的擬合值與實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)相比非正常誤差占比小，無失擬因素存在。信噪比為28.474，表明用式（2）對靜曲強(qiáng)度進(jìn)行預(yù)測分析非?？煽?。同理，用式（3）、式（4）進(jìn)行預(yù)測分析非?？煽?。

由表6可以看出，各個因素除了單獨(dú)對板材性能有影響外，它們之間還有明顯的交互現(xiàn)象。一次項(xiàng)中，對靜曲強(qiáng)度、彈性模量影響最大的是保壓時間和烘干溫度；對質(zhì)量損失率影響最大的是烘干溫度和烘干時間。二次項(xiàng)中，保壓時間和烘干時間、烘干溫度和烘干時間各有明顯的交互作用，共同影響靜曲強(qiáng)度、彈性模量；同時，烘干溫度和烘干時間還共同影響質(zhì)量損失率，2個因素之間的交互作用顯著。

表6 回歸方程模型方差分析

2.2.2 二次交互分析

本節(jié)研究各個因素之間交互作用對板材力學(xué)性能和質(zhì)量損失率的影響。等高線及響應(yīng)曲面是分析二次交互的重要數(shù)據(jù)圖，從中可以直觀地找出最佳工藝參數(shù)以及各個因素之間的相互作用關(guān)系。其中等高線的形狀越接近橢圓形，表示因素之間的交互作用對響應(yīng)值的影響越強(qiáng)，越接近圓形表示影響越弱。各因素之間的二次交互等高線及響應(yīng)面如圖2~圖4所示。

圖2 保壓時間和烘干溫度的交互作用

圖4 烘干溫度和烘干時間的交互作用

圖3 保壓時間和烘干時間的交互作用

由圖2~圖4可知，對于靜曲強(qiáng)度和彈性模量，保壓時間與烘干時間、烘干溫度與烘干時間的等高線形狀為橢圓形且響應(yīng)面曲線更陡，表明它們之間有較強(qiáng)的交互作用，影響較顯著，這與表6中的P值一致；保壓時間與烘干溫度的等高線介于橢圓形與圓形之間，說明它們之間的交互作用較小，但線性關(guān)系較強(qiáng)，對靜曲強(qiáng)度和彈性模量產(chǎn)生一定影響。

同時，烘干溫度與烘干時間之間有較強(qiáng)的交互作用，對質(zhì)量損失率的影響較顯著，與表6中P值一致；保壓時間與烘干溫度、保壓時間與烘干時間之間相互作用較小，但線性關(guān)系較強(qiáng)，對質(zhì)量損失率有一定影響。

經(jīng)分析可知，當(dāng)板材的力學(xué)性能較好、質(zhì)量損失較少，即達(dá)到最佳性能時，后處理工藝參數(shù)為：保壓時間26 h，烘干溫度108.6℃，烘干時間1.38 h。通過各回歸方程計(jì)算預(yù)測，在此最佳工藝參數(shù)下，靜曲強(qiáng)度為17.02 MPa，彈性模量為4678.90 MPa，質(zhì)量損失率為8.21%。

2.2.3 最優(yōu)工藝檢驗(yàn)

上節(jié)通過Design-Export軟件分析得出了板材后處理的最優(yōu)工藝參數(shù)，在此工藝條件下進(jìn)行10次平行試驗(yàn)，測量板材的靜曲強(qiáng)度、彈性模量、質(zhì)量損失率平均值分別為17.08 MPa、4695.02 MPa、8.19%，與預(yù)測值差異小，證明基于響應(yīng)面法得到的最佳工藝參數(shù)預(yù)測值較為準(zhǔn)確。

3 結(jié)論

（1）保壓時間與烘干時間、烘干溫度與烘干時間對板材靜曲強(qiáng)度和彈性模量有顯著的交互作用，烘干溫度與烘干時間對質(zhì)量損失率有顯著的交互作用，共同影響板材的性能。

（2）最佳工藝參數(shù)為：保壓時間26 h，烘干溫度108.6℃，烘干時間1.38 h。對該參數(shù)進(jìn)行實(shí)驗(yàn)驗(yàn)證，在此工藝條件下板材的靜曲強(qiáng)度為17.08 MPa，彈性模量為4695.02 MPa，質(zhì)量損失率為8.19%。與軟件預(yù)測值接近，故此工藝具有一定的參考價(jià)值。