Оптимизация состава рецептуры красок на основе сополимера из отходов производства стирола
Автор: Филимонова Ольга Николаевна, Енютина Марина Викторовна, Енютин Алексей Юрьевич, Маслакова Татьяна Викторовна
Журнал: Вестник Воронежского государственного университета инженерных технологий @vestnik-vsuet
Рубрика: Фундаментальная и прикладная химия, химическая технология
Статья в выпуске: 4 (54), 2012 года.
Бесплатный доступ
Представлены исследования зависимости свойств разработанных рецептур красок на основе сополимера, полученного из отходов производства стирола, от состава и соотношения компонентов краски.
Рецептура краски, отходы производства стирола, оптимизация эксперимента
Короткий адрес: https://sciup.org/14039909
IDR: 14039909
Текст научной статьи Оптимизация состава рецептуры красок на основе сополимера из отходов производства стирола
Широкое применение в различных композитах, в том числе и лакокрасочных материалах, начинают находить полимерные материалы, полученные на основе отходов и побочных продуктов нефтехимического производства. Все большее распространение получают нефтеполимерные смолы [1-3].
Один из видов нефтеполимерных смол ― «Лак СТАМ» (ТУ 38.402.3), представляющий собой раствор сополимера, полученный термической сополимеризацией стиролсодержащего кубового остатка совместного производства стирола и оксида пропилена с малеиновой кислотой с содержанием пленкообразо-вателя 40 мас% в органическом растворителе.
«Лак СТАМ» изготовлен из сополимера, имеющего в основном полистирольную основу, что определяет хорошую водо- и щелочестой-кость покрытий, высокую твердость, высокое сопротивление удару. Содержащиеся в составе сополимера «СТАМ» остатки ингибиторов полимеризации стирола, представляющие собой ароматические фенолы, выполняют в покрытии роль антиоксидантов, что обеспечивает краскам атмосферо- и кислотостойкость.
Хорошие эксплуатационные и декоративные характеристики лака [4] позволяют расширить область применения, использовать его как основу для получения красок, сокращая тем самым расход дефицитных пленкообразователей.
Краски на основе лака «СТАМ» представляют собой суспензию тонкоразмолотых пигментов и наполнителей в суспензионной среде, состоящей из пленкообразующего сополимера «СТАМ» и растворителя, в качеств е посл едн его может быть использован ксилол с ацетоном и смесевые растворители.
Показатели и срок службы лакокрасочных покрытий определяются в основном: рецептурой красок, а именно видом и соотношением исходных материалов и компонентов, входящих в состав красок; технологией производства; условиями высыхания и эксплуатации [5].
При разработке рец ептур необходимо учитывать взаимное влияние компон ентов композиции и их соотношение. С целью подбора оптимального соотношения между связующим, пигментом и наполнителями осуществлялось планирование эксперимента для диаграмм состав‒свойство. В частности, был использован трехмерный симплекс в локальном участке изменения содержания компонентов. Изучаемая локальная область представляла собой неправильный симплекс, определяемый условием
0 ≤ аi ≤ xi ≤ bi ≤ 1, где аi, bi – ограничения на компоненты.
При этом вырожденные случаи а i ≥ 1 и b i ≤ 0 исключались.
Построение плана Мак Лина и Андерсона для исследования и оптимизации состава краски осуществлялось по [6]. Содержание компонентов варьировалось в следующих пределах:
0,755 ≤ x 1 ≤ 0,815,
0,135 ≤ x 2 ≤ 0,185,
0,001 ≤ x 3 ≤ 0,006,
0,028 ≤ x4 ≤ 0,083, где x1 ─ массовая доля лака «СТАМ»; x2─ массовая доля наполнителя (мел); x3 ─ массовая доля пигмента; x4 ─ массовая доля раз-беливателя в краске.
В табл. 1 приведены все возможные комбинации составов смеси с пропусками одного из компонентов.
Таблица 1
Номер опыта |
Массовая доля компон ентов в смеси |
|||
x 1 |
x 2 |
x 3 |
x 4 |
|
1 |
0,755 |
0,135 |
0,001 |
─ |
2 |
0,755 |
0,135 |
0,006 |
─ |
3 |
0,755 |
0,185 |
0,001 |
0,059 |
4 |
0,755 |
0,185 |
0,006 |
0,054 |
5 |
0,815 |
0,135 |
0,001 |
0,049 |
6 |
0,815 |
0,135 |
0,006 |
0,044 |
7 |
0,815 |
0,185 |
0,001 |
─ |
8 |
0,815 |
0,185 |
0,006 |
─ |
9 |
0,755 |
─ |
0,001 |
0,028 |
10 |
0,755 |
0,161 |
0,001 |
0,083 |
11 |
0,755 |
─ |
0,006 |
0,028 |
12 |
0,755 |
0,156 |
0,006 |
0,083 |
13 |
0,815 |
0,156 |
0,001 |
0,028 |
14 |
0,815 |
─ |
0,001 |
0,083 |
15 |
0,815 |
0,151 |
0,006 |
0,028 |
16 |
0,815 |
─ |
0,006 |
0,083 |
17 |
0,755 |
0,135 |
─ |
0,028 |
18 |
0,755 |
0,135 |
─ |
0,083 |
19 |
0,755 |
0,185 |
─ |
0,028 |
20 |
0,755 |
0,185 |
– |
0,083 |
21 |
0,815 |
0,135 |
– |
0,028 |
22 |
0,815 |
0,135 |
─ |
0,083 |
23 |
0,815 |
0,185 |
─ |
0,028 |
24 |
0,815 |
0,185 |
─ |
0,083 |
25 |
– |
0,135 |
0,001 |
0,028 |
26 |
0,781 |
0,135 |
0,001 |
0,083 |
27 |
– |
0,135 |
0,006 |
0,028 |
28 |
0,776 |
0,135 |
0,006 |
0,083 |
29 |
0,786 |
0,185 |
0,001 |
0,028 |
30 |
– |
0,185 |
0,001 |
0,083 |
31 |
0,781 |
0,185 |
0,006 |
0,028 |
32 |
– |
0,185 |
0,006 |
0,083 |
Выбор вершин многогранника в плане Мак Лина и Андерсона
Учитывая ограничения, накладываемые на компоненты и дополняя матрицу планирования координатой центра многогранника, получен план Мак Лина и Андерсона для че тырехкомпонентной смеси (табл. 2).
Таблица2
План Мак Лина и Андерсона для четырехкомпонентной смеси
Номер опыта |
Массовая доля компонентов в композиции |
|||
x 1 |
x 2 |
x 3 |
x 4 |
|
1 |
0,755 |
0,185 |
0,001 |
0,059 |
2 |
0,755 |
0,185 |
0,006 |
0,054 |
3 |
0,815 |
0,135 |
0,001 |
0,049 |
4 |
0,815 |
0,135 |
0,006 |
0,044 |
5 |
0,755 |
0,161 |
0,001 |
0,083 |
6 |
0,755 |
0,156 |
0,006 |
0,083 |
7 |
0,815 |
0,156 |
0,001 |
0,028 |
8 |
0,815 |
0,151 |
0,006 |
0,028 |
9 |
0,781 |
0,135 |
0,001 |
0,083 |
10 |
0,776 |
0,135 |
0,006 |
0,083 |
11 |
0,786 |
0,185 |
0,001 |
0,028 |
12 |
0,781 |
0,185 |
0,006 |
0,028 |
В качестве функций оптимизации были выбраны следующие физико-механические показатели красок: условная вязкость (ГОСТ 8420), укрывистость (ГОСТ 8784), массовая доля нелетучих веществ (сухой остаток) (ГОСТ 17537), твердость (ГОСТ 5233), прочность при ударе (ГОСТ 4765).
Для оц енки тесноты связи независимых параметров ( х 1 , х 2, х 3 , х 4 ) с зависимыми (у 1 , у 2 , у 3 , у 4 , у 5 ), а также тесноты взаимных связей независимых параметров, рассчитаны коэффициенты парной корреляции Пирсона [7], значения которых приведены в табл. 3.
Таблица 3
Значения коэффициентов парной корреляции для полученных экспериментальных данных
Обозначение коэффициента |
Рассчитанное значение коэффициента |
Обозначение коэффициента |
Рассчитанное значение коэффициента |
R x1,y1 |
-0,907 |
R x2,y4 |
-0,475 |
R x2,y1 |
0,659 |
R x3,y4 |
-0,250 |
R x3,y1 |
-0,045 |
R x4,y4 |
-0,539 |
R x4,y1 |
0,391 |
R x1,y5 |
0,905 |
R x1,y2 |
-0,554 |
R x2,y5 |
-0,518 |
R x2,y2 |
0,328 |
R x3,y5 |
0,100 |
R x3,y2 |
0,063 |
R x4,y5 |
-0,522 |
R x4,y2 |
0,296 |
R x1,x2 |
-0,504 |
R x1,y3 |
0,941 |
R x1,x3 |
-0,034 |
R x2,y3 |
-0,411 |
R x1,x4 |
-0,623 |
R x3,y3 |
0,137 |
R x2,x3 |
-0,040 |
R x4,y3 |
-0,662 |
R x2,x4 |
-0,355 |
R x1,y4 |
0,920 |
R x3,x4 |
-0,037 |
Низкое абсолютное значение коэффициентов R x 3, y 1 , R x 3, y 2 , R x 3, y 3 , R x 3, y 4 , R x 3, y 5 , R x 1 ,x 3 , R x 2, x 3 , R x 3, x 4 , R x 2, x 4 говорит о слабой связи параметра x 3 с зависимыми и независимыми параметрами, а также слабом взаимном влиянии параметров x 2 и x 3 , что позволяет исключить x 3 из дальнейших расчетов и не учитывать взаимное влияние параметров x 2 и x 3 .
С использованием пакета анализа данных программы Microsoft Excel проведен регрессионный анализ экспериментальных результатов и получены следующие уравнения регрессии:
у1 = -1751,3+2323,1х1+ 15739,9х 2 + 4283,2х4-- 19867,0х 1 х2- 5667,3х 1 х4, у2 = 1002,9 - 1128,2х1-1594,2х2-8629,2х4 +
+ 1678,1х 1 х 2 + 10737,9х 1 х4, у3 = 764,9 - 286,4х 1- 4084,4х2+ 12501,9х4 +
+ 3135,8 х 1 х 2- 18315,8 х i х 4, (*)
у 4 = -6,0 + 6,9 х 1 + 6,8 х 2 + 8,4 х 4 -3,1 х 1 х 2 -5,0 х 1 х 4 , у 5 = 110,6 - 123,1 х 1 - 429,7 х 2 - 530,3 х 4 +
+ 487,8 х 1 х 2+ 621,3 х 1 х 4.
Рассчитанные по моделям (*) и экспериментально полученные значения зависимых параметров приведены в табл. 4.
Таблица4
Экспериментальные и расчетные значения параметров
Экспериментальные |
Расчетныe |
||||||||
y 1 |
y 2 |
y 3 |
y 4 |
y 5 |
y 1p |
y 2p |
y 3p |
y 4p |
y 5р |
139,58 |
67,64 |
152 |
0,38 |
2,5 |
139,86 |
59,77 |
152,78 |
0,31 |
2,69 |
133,24 |
63,86 |
165 |
0,32 |
3 |
139,84 |
62,38 |
159,41 |
0,28 |
2,99 |
65,27 |
62,33 |
206 |
0,49 |
5 |
64,60 |
58,82 |
206,26 |
0,41 |
4,76 |
68,51 |
59,12 |
212 |
0,45 |
5 |
66,28 |
58,21 |
218,39 |
0,39 |
4,88 |
118,31 |
56,83 |
160 |
0,34 |
2,5 |
122,20 |
55,09 |
162,15 |
0,31 |
2,69 |
104,44 |
60,61 |
168 |
0,38 |
3,5 |
118,49 |
56,73 |
170,73 |
0,29 |
3,00 |
67,67 |
51,88 |
228 |
0,47 |
4,5 |
62,16 |
51,50 |
225,09 |
0,41 |
4,59 |
66,82 |
52,44 |
237 |
0,45 |
4,5 |
64,42 |
52,63 |
232,73 |
0,39 |
4,75 |
83,38 |
60,77 |
175 |
0,41 |
4 |
81,38 |
63,33 |
170,82 |
0,35 |
4,14 |
82,97 |
64,13 |
178 |
0,37 |
4 |
85,53 |
63,38 |
177,74 |
0,32 |
4,17 |
86,55 |
61,38 |
183 |
0,42 |
4,5 |
92,88 |
59,92 |
187,11 |
0,36 |
4,11 |
91,26 |
64,12 |
187 |
0,39 |
4 |
100,44 |
62,51 |
188,21 |
0,32 |
4,18 |
Для оцeʜки качecтва получeʜʜых модeлeй и их адeкватности экcпepимeʜту рассчитаны основныe cтатистичecкиe xapaктepиcтики [8]
(cpeдʜee oтклoʜeʜиe, cpeдʜ ee oтноситeльʜoe oтклoʜeʜиe, критepий Фишepa), пpиʙeдeʜʜыe ʙ табл. 5.
Таблица 5
Основныe cтатистичecкиe xapaктepиcтики модeли
Oпpeдeляeмый пapaмeтp |
Cpeдʜee oтклoʜeʜиe |
Cpeдʜee oтноситeльʜoe oткло-ʜeниe, % |
Критepий Фишeрa |
y 1 |
4,64 |
5,06 |
18,47 |
y 2 |
2,20 |
3,50 |
10,15 |
y 3 |
2,90 |
1,54 |
65,63 |
y 4 |
0,06 |
14,68 |
10,40 |
y 5 |
0,21 |
5,45 |
13,19 |
Paccчитaʜʜыe зʜaчeʜия критeрия Фишe-рa для модeлeй (*) большe тaбличного зʜaчe-ния критeрия ( F тaбл = 6,53 при уровнe зʜaчимо-сти p = 1 %), что говорит об aдeкʙaтности по-лучeʜʜых модeлeй экcпeримeʜту.
Taкжe былa рeшeʜa зaдaчa линeйного прогрaммировaния для поискa минимумa функций y 1 , y 3 и мaксимумa функций y 2 , y 4 , y 5 при слeдующих огрaничeниях [3]:
0,755 ≤x1 ≤ 0,815, 0,135 ≤x2 ≤ 0,185, 0,028 ≤x4≤ 0,083, и получeʜы зʜaчeния: y1min= 30,3, y2max= 92,31, y3min= 47,35, y4max= 0,77, y5max= 7,66. Для ʜaxoж-дeния оптимaльных зʜaчeний пaрaмeтров x1, x2, x4, обecпeчивaющих минимум y1, y3 и мaкси-мyм y2, y4, y5, ʜeoбходимо рeшить систeму урaʙʜeний (*) с получeʜʜыми в рeзультaтe линeйного прогрaммировaния зʜaчeниями y1 – y5. С помощью прогрaммного продуктa MathCad числeʜʜым мeтодом получeʜы cлe-дующиe приближeʜʜыe рeшeния систeмы: x1 = 0,815, x2 = 0,135, x4 = 0,083. По модeли (*) рaccчитaʜы зʜaчeния пaрaмeтров:
y 1 = 53,187, y 2 = 62,975, y 3 = 123,792, y 4 = 0,559, y 5 = 3,964.
Pacчeтныe зʜaчeния пaрaмeтров х i были использoʙaʜы для рaзрaботки рeцeптуры крacки с нaилучшими зʜaчeниями функций откликa y i . Зʜaчeния цeлeʙых функций, опрe-дeляeмыe нормaтивными трeбoʙaниями и по-лучeʜʜыe экcпeримeʜтaльно при оптимaль-ных соотношeниях кoмпoʜeʜтов крacки, при-ʙeдeʜы в тaбл. 6.
Таблица 6
Характеристика физико-механических показателей покрытий при рассчитанном соотношении компонентов
Функции оптимизации |
Норма контроля |
Значение показателя |
|
Расчет |
Эксперимент |
||
Условная вязкость по ВЗ-4 при (20±0,5) оС, с |
50-140 |
53 |
62 |
Укрывистость, г/м2 |
Не более 170 |
124 |
131 |
Массовая доля нелетучих веществ (сухой остаток), % |
Не менее 25 |
63 |
56 |
Твердость, у.е. |
Не менее 0,3 |
0,5 |
0,4 |
Прочность при ударе, Н·м |
Не менее 3,0 (30) |
40 |
45 |
На основании результатов, полученных при обработке эксп ериментальных данных по плану Мак Лина и Андерсона, выбраны оптимальные соотношения между связующим и наполнителем, которые были использованы при составлении рецептур красок на основе пленко-образователя – «Лак СТАМ», обеспечивающие наилучшие физико-механические показатели покрытия.
Разработано более десяти рецептур красок светлых и темных тонов, рекомендованных для наружных работ при окраске металла, дерева, кирпича, бетона и других поверхностей, которые обладают высокой водо- и атмосферостой-костью, быстро сохнут, имеют хорошие декоративные свойства.