氣吸式黑豆精量排種器性能多因素試驗研究

李衣菲,衣淑娟,陶桂香,毛 欣

(黑龍江八一農墾大學 a.電氣與信息學院;b.工程學院,黑龍江 大慶 163319)

0 引言

黑豆是大豆的黑色種子,起源于中國,至今已有5 000年的種植史,是一種食藥兩用性植物,含有豐富的蛋白質、亞油酸、卵磷脂等活性物質,具有擴張血管、抗癌預癌等功效。我國黑豆多種于東北三省、山東、陜西等平原地帶,種植面積逐年增加,但單位產量并未增加,年產量僅22萬t,自給率較低。

精密播種是將預定數量的種子播種到土壤的預定部位,以保證穴粒數、株距與播深在隨機誤差條件允許下基本一致的技術[1],而精密排種器是實現精密播種的核心部件[2]。西方國家對精密排種器的研究始于20世紀40年代,起初多以機械排種器為研究重點[3],如德國 SCHMOTZER公司研制的傾斜型孔盤式及美國 Jhon-Deere7000公司研制的指夾式等精量排種器。50年代末,氣力式精量排種器應運而生,俄羅斯學者B.M.Ka Kob 研究了氣吸式排種器的孔徑大小對充種性能的影響。2016年,Rajaiah. P等研究了機械式排種器的排種質量,以傾斜角度等參數為影響因素,以合格率為性能指標,優化得出最佳參數組合。

我國對精密排種器的研究起步稍晚,但發展較快。1979年李林通過建立數學模型,研究真空度大小等因素對排種器性能的影響規律,但沒有考慮各因素交互作用對其影響。2000年后,國內學者對排種器特性的研究進一步深入。王業成(2018)設計了一種集排式大豆精量排種器,對充種區及多自由度密封結構進行了動力學分析,確定了種子吸附時所需負壓的變化范圍及氣室鉸接的結構參數,找到了排種器的最優工作性能。

本文以黑豆氣吸式精量排種器為研究對象,在以排種軸轉速、種床帶前進速度、真空室真空度為自變量的單因素試驗、正交試驗基礎上(詳見文獻[5]),對綠芯黑大豆進行二次正交旋轉試驗;通過正交旋轉試驗建立因素與指標之間的回歸方程,判斷各因素對性能指標影響顯著性,并分析因素交互作用對播種性能影響的變化規律,為氣吸式精量排種器性能的研究提供支持[4]。

1 試驗材料及方法

1.1 試驗材料

黑豆品種:綠芯黑大豆,物料參數如表1所示。

表1 黑豆物料參數

1.2 試驗儀器與方法

1)裝置試驗儀器:JPS-12型排種性能檢測試驗臺(見圖1),卷尺。

(a) JPS-12型試驗臺架

2)試驗方法:試驗于2018年10月在黑龍江八一農墾大學土槽實驗室進行。①儀器調試方法詳見文獻[5]。②啟動儀器,依照設計編碼表(見表2),以組號為單位,依次調節各因素水平編碼值,待儀器穩定,記錄數據。每組試驗記錄250個種子的粒距,依據文獻[5],計算合格率等性能指標的數值。③以“最優參數”調試試驗臺,在JPS-12排種性能檢測試驗臺進行驗證試驗,試驗重復3次,取均值。

表2 因素水平編碼表

1.3 試驗設計

以排種軸轉速、種床帶前進速度、真空室真空度為試驗因素,以合格率、重播率、漏播率為性能指標,對黑豆精播排種器進行多因素二次正交旋轉組合試驗。二次正交旋轉試驗是通過選取具有代表性的試驗點,利用統計學等研究方法,以較少的試驗次數,找出預測值相對較優的區域的一種重要的試驗設計方法。試驗前,借助單因素試驗,確定各試驗因素取值范圍(詳見文獻[5] ):排種軸轉速變化范圍為20～40r/min;種床帶前進速度變化范圍為3.5～7.5km/h;氣室真空度變化范圍為4～8 kPa。查閱書籍,獲得三元二次正交旋轉試驗星號臂(γ)為1.682,因素水平編碼表,如表2所示。運用Design-Expert試驗設計軟件中的“AVONA” “Model Craphs” “Optimization”等功能,得到各因素及其交互作用的顯著性分析;性能指標與試驗因素交互作用的響應模型、等高曲面及最優參數組合。

2 結果與分析

2.1 試驗結果

將實際數據按因素水平編碼表代入組合設計編碼表,試驗結果如表3所示。

表3 二次正交旋轉組合設計編碼表與試驗結果

2.2 各因素對合格率的影響分析

2.2.1 回歸模型可靠性診斷及各因素對合格率的顯著性分析

合格率的回歸模型為

y1=97.67-1.15x1+0.82x2+0.28x3+6.31x1x2-

0.25x1x3-0.19x2x3-3.27x12-5.09x22-1.48x321)回歸模型可靠性診斷。殘差是重要的回歸可靠性診斷量。圖2(a) 為合格率回歸模型殘差正態圖,橫坐標為學生化殘差,縱坐標為正態概率。由圖2(a)可得:合格率的殘差呈線性分布,實際正態概率與準正態概率偏差范圍小,即回歸模型可靠性較高。圖2(b)為預測響應值與實際獲得值的散點圖,橫坐標為試驗所得值,縱坐標為模型預測值。圖2(b)散點均勻分布在直線兩側,且分布呈線性,偏離程度小,進一步表明回歸模型可靠性較高,方程擬合度好。

(a) 殘差正態圖

2)各因素的顯著性分析。各因素對合格率的顯著性影響P值分別為:0.000 9(x1)、0.008 9(x2)、0.315 4(x3)、< 0.000 1(x1x2)、0.484 6(x1x3)、0.602 8(x2x3);模型顯著性< 0.000 1,失擬項P值為0.297 4,影響不顯著。由顯著性分析得:排種軸轉速、種床帶前進速度及二者交互作用對方程的影響極顯著,氣室真空度對方程影響不顯著。剔除不顯著項,合格率的回歸方程為

y1=97.67-1.15x1+0.82x2+6.31x1x2-3.27x12-

5.09x22-1.48x32

2.2.2 響應模型分析

圖3為真空室真空度一定時,種床帶前進速度與排種軸轉速交互作用對合格率影響的等高線圖和響應曲面圖[6]。由圖3(a)可得:兩因素交互作用對合格率的影響呈非線性變化,且變化明顯,二因素在“0點”附近處曲面達到最高點,隨因素水平變化增大或減小時,合格率均下降。由圖3(b)可得:種床帶前進速度一定時,合格率隨排種軸轉速增加先增大后減小,變化區間較大[7];排種軸轉速一定時,合格率亦隨種床帶前進速度先增大后減小,變化區間較小。合格率最高為等高線圖中近中心區域,約為97.6%,合格率較高。

(a) 響應面圖

圖4(a)為真空室真空度與排種軸轉速交互作用對播種合格率的影響,圖4(b)為真空室真空度與種床帶前進速度交互作用對播種合格率的影響。圖4中,當種床帶前進速度與排種軸轉速固定時,真空度變化基本為直線;曲平面僅略微彎曲且顏色變化不明顯,表明真空度對合格率影響不顯著,二個交互作用對合格率的影響亦不顯著,與方差分析結果一致。等高線圖呈橢圓形,合格率變化無明顯趨勢,故在此不進行多余展示與論述。

(a)真空度-排種軸轉速對合格率的響應曲面圖

2.3 各因素對重播率的影響分析

2.3.1 回歸模型可靠性診斷及各因素的顯著性分析

重播率的回歸模型為

y2=1.23-3.28x1-3.75x2-0.24x3-3.46x1x2-

0.12x1x3+0.17x2x3+1.72x12+3.08x22+0.67x331)回歸模型可靠性診斷。圖5(a)為重播率回歸模型殘差正態圖。由圖5(a)可得:重播率的殘差呈線性分布,實際正態概率與準正態概率偏差范圍小,即回歸模型可靠性較高,方程擬合狀態好。圖5(b)為預測響應值與實際獲得值的散點圖,橫坐標為試驗所得值,縱坐標為模型預測值。由于試驗時工作臺工作穩定、可靠,隨機產生的排種軸轉速與種床帶前進速度的微小偏差,對重播率影響較小,可忽略不計。但當轉速過大、帶速不變時,落種速度增大,二者相對速度增大,種間距減小,重播率增加;帶速增加時,同樣落種頻率,二者相對速度亦增大,種間距減小,重播率增加;重播率變化較明顯,由3%變為18%左右。

(a) 殘差正態圖

2)各因素的顯著性分析。各因素對重播率的顯著性影響P值分別為:< 0.000 1(x1)、< 0.000 1(x2)、0.289 3(x3)、< 0.000 1(x1x2)、0.690 4(x1x3)、0.570 1(x2x3);模型顯著性< 0.000 1,失擬項P值為0.133,影響不顯著。方程可靠性高;排種軸轉速、種床帶前進速度,及二者交互作用對方程的影響極顯著,氣室真空度對方程影響不顯著。剔除不顯著項,重播率的回歸方程為

y2=1.23-3.28x1-3.75x2-3.46x1x2+1.72x12+

3.08x22+0.67x32

2.3.2 響應模型分析

圖6為真空室真空度一定時,種床帶前進速度與排種軸轉速交互作用對重播率影響的等高線圖和響應曲面圖[8]。由圖6(a)可得:兩因素交互作用對重播率的影響呈非線性變化,且變化較明顯,隨排種軸轉速與種床帶前進速度增大,重播率先減小后增加。 由6(b)可得:種床帶前進速度一定時,重播率隨排種軸轉速增加而增大,變化區間較大;排種軸轉速一定時,重播率亦隨種床帶前進速度先減小后增大,變化區間較小;種床帶速坐標在“0.5點”附近、排種軸轉速坐標在“0點”左右時,重播率最低。

(a) 響應面圖

圖7(a)為真空室真空度與排種軸轉速交互作用對重播率的影響,圖7(b)為真空室真空度與種床帶前進速度交互作用對重播率的影響。圖7中真空度變化為直線,且曲平面呈圓弧狀且顏色變化不明顯,表明二者對重播率的影響不顯著,與方差分析結果一致。

2.4 各因素對漏播率的影響分析

2.4.1 回歸模型可靠性診斷及各因素的顯著性分析

漏播率的回歸模型為

y3=1.15-2.07x1+2.98x2-0.12x3-2.98x1x2+

0.51x1x3+0.17x2x3+1.55x12+1.94x22+0.78x331)回歸模型可靠性診斷。圖8(a)為漏播率回歸模型殘差正態圖。由圖8(a)可得:漏播率的殘差呈線性分布,實際正態概率與準正態概率偏差范圍小,即回歸模型可靠性較高,方程擬合狀態好。圖8(b)為預測響應值與實際獲得值的散點圖,橫坐標為試驗所得值,縱坐標為模型預測值。圖8(b)中,實際回歸點分布狀況類似重播率分布狀況,但在4.5%～15%區間內,回歸點分布狀況稍好于重播率分布狀況,分布發散。當排種軸轉速不變、帶速增大時,同樣落種頻率、種間距增大,漏播率增加;當排種軸轉速減慢、帶速不變時、落種頻率減小,漏播率亦增加。

(a) 殘差正態圖

2)各因素的顯著性分析。各因素對重播率的顯著性影響P值分別為:< 0.000 1(x1)、< 0.000 1(x2)、0.393 7(x3)、0.012 9(x1x2)、0.690 4(x1x3)、0.550 4(x2x3);模型顯著性< 0.000 1,失擬項P值為0.08。方程可靠性高;排種軸轉速、種床帶前進速度,及二者交互作用對方程的影響極顯著,氣室真空度對方程影響不顯著。剔除不顯著項,漏播率的回歸方程為[9]

y3=1.15-2.07x1+2.98x2-2.98x1x2+1.55x12+

1.94x22+0.78x33

2.4.2 響應模型分析

圖9為真空室真空度一定時,種床帶前進速度與排種軸轉速交互作用對漏播率影響的等高線圖和響應曲面圖。由圖9(a)可得:兩因素交互作用對重播率的影響呈非線性變化,且變化較明顯,隨排種軸直徑與種床帶前進速度增大,漏播率先減小后增加。由9(b)可得:種床帶前進速度一定時,漏播率隨排種軸轉速增加先減小而后增大,變化區間較小;排種軸轉速一定時,漏播率隨種床帶前進速度增加而增大,變化區間較大。種床帶速坐標在“0點”附近、排種軸轉速坐標在“0.5點”左右時,漏播率最低。

(a) 響應面圖

圖10(a)為真空室真空度與排種軸轉速交互作用對漏播率的影響,圖10(b)為真空室真空度與種床帶前進速度交互作用對漏播率的影響。由圖10(a)可知:排種軸轉速一定時,真空度對漏播率的影響,略有彎曲,真空度坐標在“0點”時,漏播率最低。圖10(b)中曲平面呈圓弧狀且顏色變化不明顯,表明二者對重播率的影響不顯著,與方差分析結果一致。

(a) 真空度-排種軸轉速對漏播率的響應曲面圖

由以上對性能指標的分析可得,曲面近中心處播種合格率較高,重播率、漏播率較低,但三點并不重合,且由于所做試驗的局限性及人為觀察的誤差性,不能得到精準結果,需借助Design-Expert軟件的“Optimization”條件下的“Numerical”功能完成預測。因此,得到最優解為:排種軸轉速為29.22r/min、種床帶前進速度為5.5km/h、真空室真空度為6kPa時,排種器性能最好,此條件下播種合格率為97.6%、重播率為0.84%、漏播率為1.43%。

3 驗證試驗

將試驗臺參數設定為最優參數,即排種軸轉速為29.22r/min、種床帶前進速度為5.5km/h,真空室真空度為6kPa,試驗重復3組,每組250粒黑豆,進行驗證試驗[10]。結果表明:合格率平均值為97.45%,與預測值相差0.15%,誤差在評價標準允許的范圍之內,預測較準確。

4 結論

1)運用 Design-Expert軟件,求得合格率回歸方程,并對合格率進行方差分析及獲得響應模型圖。結果表明:排種軸轉速、種床帶前進速度對合格率影響極顯著,P值分別為:0.000 9、0.008 9,<0.000 1,氣室真空度對合格率影響不顯著,P值為0.315 4;隨排種軸轉速、種床帶前進速度增加,合格率先增加后減小,排種軸轉速對合格率的影響程度大于種床帶前進速度。

2)求得重播率回歸方程,并對漏播率進行方差分析,得到排種軸轉速、種床帶前進速度及二者交互作用對重播率影響極顯著,P值均<0.000 1;氣室真空度對合格率影響不顯著,P值為0.289 3。

3)求得漏播率回歸方程,并對漏播率進行方差分析,得到排種軸轉速、種床帶前進速度及二者交互作用對漏播率影響極顯著,P值<0.000 1;氣室真空度對合格率影響不顯著,P值為0.393 7。

4)用Design-Expert軟件,以合格率為主要評價指標,對最優解進行了預測。結果表明:排種軸轉速為29.22r/min、種床帶前進速度為5.5km/h、真空室真空度為6kPa時,排種器性能最好,合格率為97.6%。對最優解進行試驗驗證,試驗合格率平均值為97.45%。