多因素正交实验设计

2024-05-04

多因素正交实验设计（精选5篇）

篇1：多因素正交实验设计

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基于多指标正交实验的并联混合动力汽车控制策略参数分析

作者：杨观赐李少波唐向红璩晶磊钟勇

来源：《计算机应用》2012年第11期

摘要：针对并联式混合动力汽车电辅助控制策略的参数优化问题，基于多指标正交优化设计理论，以混合动力汽车的燃油消耗、CO排放量、HC和的总排放量为实验指标，设计了正交优化实验表。运用直观分析法分析了18组实验结果，量化研究了控制策略参数对并联式混合动力汽车整车性能的影响，找出了各个指标的显著性影响因素。

关键词：正交实验；混合动力汽车；多目标进化算法；控制策略

中图分类号： TP18；U469.72

篇2：多因素正交实验设计

随着人们生活水平的不断提高,各类娱乐性游泳馆在全国各地迅速发展起来。由于游泳馆类建筑的特殊性,在空调室内参数设定时会有所不同,考虑人员舒适性问题,其参数往往偏大,而且其室内散湿量较之一般建筑要大很多。

文中以沈阳市某戏水大厅为例,在建筑结构基本确定的情况下,综合考虑了外墙传热系数、屋顶传热系数、外窗类型、人员密度、室内设定温度、相对湿度、散湿量等因素对戏水大厅空调冷负荷的影响。由于建筑环境变化是由众多因素所决定的一个复杂过程,而利用传统的空调冷热负荷的计算手段已经远远无法满足上述要求。文中利用Dest - c软件模拟出戏水大厅在一个空调季的逐时负荷变化情况,并利用Spss16. 0 软件,对模拟结果进行极差和方差分析[1]。

1 项目背景

1. 1 工程概况

该工程为沈阳市某戏水大厅,总建筑面积16572m2,共1 层,最高层高26. 7m,墙体四周有大面积玻璃幕墙,天窗面积约3294m2,均为电动启闭,大厅主体包括螺旋组合滑道、风洞造浪区、急速组合滑道、滑板冲浪等。利用Dest - c建立的戏水大厅建筑模型如图1 所示。

1. 2 模型基本参数设定

由于戏水大厅建筑结构基本确定,所以,在讨论影响冷负荷的因素时,并没有将窗墙比、建筑体量等因素考虑在内。需要指出,文中模拟的地区设定为沈阳市,空调季为5 月1 日~ 10 月1 日,空调工作时间为9: 00 ~ 21: 00,模拟结果取空调季的累计冷负荷指标( 下文简称冷负荷) 。

2 实验方法

将正交实验法应用到建筑冷负荷影响因素的实验中,并进行初步探讨。

2. 1 正交实验方案确定

假定传热系数、屋顶传热系数、外窗类型、人员密度、室内设计温度、相对湿度、散湿量等7 个因素,相互独立,互不影响,并在各个影响因素中分别选取了3 个水平。影响因素及水平取值如表1 所示。

2. 2 正交实验模拟计算

选用L18( 37) 型的正交表,根据正交实验表的要求,将各个参数填写到相应位置,共有18 组实验。

通过Dest - c模拟出各组实验的冷负荷,并将模拟结果填写到表格中( 见表2) 。

3 实验结果分析

针对正交实验的数据分析,目前有2 种方法比较常用,即极差分析法和方差分析法。因极差分析法具有计算量小、直观形象、简单易懂等优点,是正交实验结果分析最常用的方法。但是,极差分析法不能估计实验过程及实验结果测定中必然存在的误差,因而不能区分某因素各水平所对应的实验结果的差异究竟是由于水平的改变所引起的,还是由于实验误差所引起的。因此,得出的结论不够精确,而且对影响实验结果的各因素的重要程度也不能给出精确的数量估计。为了弥补极差分析法的不足,一般应采用方差分析法[3]。文中分别采用极差分析和方差分析2 种方法,对实验结果进行分析。

3. 1 极差分析

极差分析法数据结果如表3 所示。

其中均值1 为A、B、C、D、E、F、G各个因素中水平1 所对应的冷负荷的平均值,均值2 为各个因素中水平2 所对应的冷负荷的平均值,均值3 为各个因素中水平3 所对应的冷负荷的平均值。各个因素的极差R = 各因素均值( Max) - 各因素均值( Min)[4]。

极差越大,该因素对建筑物的累计冷负荷影响越大[5]。则可以将上述7 个因素按影响冷负荷最大到最小顺次排序为: F→D→E→G→C→A→B,即,相对湿度→人员密度→设计温度→散湿量→外窗类型→外墙传热系数→屋顶传热系数,其中外墙、屋顶传热系数的影响相对较小,相对湿度、人员密度、设计温度、散湿量、外窗类型对负荷影响较大,且相对湿度、人员密度的影响最明显。

根据极差计算结果,可以得出最优方案,即冷负荷最小的方案。文中以A项( 外墙传热系数) 为例。在A项的3 个水平中,A3﹥ A1﹥ A2。3 个水平比较,得出选用A2作为外窗传热系数时,建筑冷负荷累计值相对较小。进而推出: A3> A1> A2,B2> B3> B1,C1> C2> C3,D3> D2> D1,E1> E2> E3,F1> F2> F3,G3> G2> G1。以此,可以得到最优方案为A2B1C3D1E3F3G1,即外墙传热系数0. 415、屋顶传热系数0. 538、外窗类型low - e中空、人员密度0. 1、设计温度28、相对湿度70% 、散湿量0. 06。

笔者根据最优方案提出的参数要求,利用Dest - c模拟出建筑的累计冷负荷为61. 62k Wh /m2。

3. 2 方差分析

文中使用统计分析软件SPSS16. 0 对数据进行方差分析,有效地减少了繁琐的计算过程[6],计算结果如表4 所示。

从方差分析表中可知: 因素D、因素E、因素F、因素G的主效应很显著,即对负荷有较大影响( P < 0. 05) 。影响顺序依次为: F( P = 0. 001,P <0. 05) > D ( P = 0. 003,P < 0. 05 ) > E ( P = 0. 010,P < 0. 05) > G( P = 0. 031,P < 0. 05)

正交实验中,除了考虑各素影响建筑冷负荷的显著性外,还考虑了单个因素各个水平之间对于影响冷负荷的显著性。文中主要针对外墙传热系数、外窗类型、相对湿度3 个因素介绍,如表5 ~ 表10所示。

从表5 中可以看出: A1均数最大( 212. 288) ,且A1> A2> A3; A1与A2无显著差异( P = 0. 280,P> 0. 05 ) ,A1与A3无显著差异( P = 0. 319,P >0. 05) 。

从表7 中可以看出: C1均数最大( 217. 663) ,且C1> C2> C3; C1与C2无显著差异( P = 0. 427,P > 0. 05) ,C1与C3有显著差异( P = 0. 035,P <0. 05) 。

从表9 中可以看出: F1均数最大( 267. 460) ,且F1> F2> F3; F1与F2有显著差异( P = 0. 003,P < 0. 05) ,F1与F3有显著差异( P = 0. 001,P <0. 05) ,F2与F3有显著差异( P = 0. 006,P <0. 05) 。

从单因素各水平之间的显著性分析,可以看出: 1) 单因素中并不是每个水平之间都具有显著性; 2) 该因素影响冷负荷具有较高的显著性,则其水平之间的显著性较为明显; 3) 该因素影响冷负荷的显著性较弱,则其水平之间的显著性不明显( 或没有显著性) 。

4 结语

文中给出了7 个影响游泳馆类建筑冷负荷的主要因素,每个因素下设定3 个水平,利用正交试验的方法做了18 组实验,分析实验结果,给出了最优的参数设定以达到节能目的。同时定量的比较了7 个因素的显著性,并依次排序。也给出了同一因素下,各个水平之间的显著性差异。可以看出,针对游泳馆类建筑,合理确定室内设计温度、相对湿度,选择合适的外窗类型,尽量减少室内散湿量是建筑设计初期要着重做好的工作。

摘要：利用正交实验的方法,通过能耗模拟软件Dest-c对沈阳市某戏水大厅空调冷负荷进行模拟分析,比较外墙传热系数、屋顶传热系数、外窗类型、人员密度、室内设计温度、相对湿度、散湿量等7个因素对建筑模型的影响。通过统计分析软件Spss16.0进行极差分析、方差分析得出最优方案,并比较各因素、各水平的显著性。

关键词：冷负荷,正交试验,Dest-c,方差分析

参考文献

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篇3：多因素正交实验设计

1 仪器与试药

高效液相色谱仪 (Agilent 1100 型, Agilent ChemSta-tion色谱工作站) , 塞多利斯电子分析天平 (BS110S型, 北京塞多利斯天平有限公司) , 超声波清洗仪 (KQ-250TD型, 上海必能信超声有限公司) , 电热鼓风干燥箱 (101型, 北京科伟永鑫实验仪器设备厂) 。D (+) -无水葡萄糖标准品 (上海源叶生物科技有限公司, 批号YY90472) ;黄芪甲苷对照品 (北京恒元启天化工技术研究院、北京世纪奥科生物技术有限公司, 批号MUST-13062706) ;党参、黄芪均购于兰州黄河药市 (复兴厚药材有限责任公司) , 甲醇 (色谱纯) , 重蒸水, 其余试剂均为分析纯。

2 方法与结果

2.1 正交试验设计

复方中党参、黄芪等的主要活性成分大多为水溶性物质, 因此采用传统水煎煮法进行提取, 采用L9 (34) 正交试验 (表1) , 以浸膏得率、总多糖含量、总皂苷含量的综合评分为指标, 对加水量、煎煮时间、煎煮次数3个因素进行优选。

2.2 出膏量考察

按处方量称取党参、黄芪等饮片, 混合后加水浸泡1h, 按照正交试验设计表分别进行提取。分别将所得提取液浓缩至小体积后, 移入干燥至恒重的蒸发皿, 水浴蒸干, 依照《中国药典》2010年版一部附录ⅨH烘干法进行测定。称定干膏重量, 计算参芪复方的干膏得率。

2.3 多糖含量测定[1,2,3]

2.3.1 对照品溶液制备精密称取葡萄糖标准品12.20mg于25mL容量瓶中, 加水溶解并稀释至刻度, 即得浓度为0.488mg/mL的葡萄糖母液, 再取葡萄糖母液10mL, 置25mL容量瓶中, 加水溶解并稀释至刻度, 摇匀, 制得浓度为0.195mg/mL葡萄糖对照品溶液。

2.3.2 供试品溶液制备精密称取所得各干浸膏粉末20mg, 分别置于25mL容量瓶中, 加娃哈哈纯净水适量, 超声提取20min后定容, 离心20min (3 000r/min) , 精密量取上清液0.2mL并加水至2mL, 即得供试品溶液。

2.3.3 标准曲线绘制精密量取葡萄糖标准品溶液0.1、0.2、0.3、0.4、0.5、0.6mL, 分别加蒸馏水1.9、1.8、1.7、1.6、1.5、1.4mL, 使成2.0mL, 用移液管精密加入5%苯酚溶液1.0mL, 摇匀, 用移液管缓慢精密加入浓硫酸5.0mL, 混匀, 置于沸水中, 水浴加热15min后, 立即取出, 并马上冷水浴至室温, 在490nm波长处测定吸光度, 以2.0mL蒸馏水中加入相应显色剂为空白。以葡萄糖标准溶液的浓度为横坐标, 测得的吸光度值为纵坐标, 绘制标准曲线, 得线性方程:Y=0.059 9X+0.008 6, r=0.999 3 (n=6) , 结果显示葡萄糖在2.440~14.64μg/mL浓度范围内与吸光度线性关系良好。

2.3.4 换算因子的测定精密称取干燥至恒重的参芪复方干浸膏50g, 热溶于100mL蒸馏水中, 趁热过滤, 冷却后加无水乙醇使含醇量达到20%, 离心, 弃去沉淀, 继续加无水乙醇, 使含醇量达到80%, 静置过夜, 过滤, 依次以丙酮、乙醚、无水乙醇反复冲洗沉淀, 冲洗后的沉淀于60℃干燥至恒重。所得干燥物再次溶于热水, 重复上述水溶醇沉的纯化过程3次, 最终所得沉淀物为浅灰白色, 即为较纯的多糖样品。精密称取此多糖样品1g, 加25mL蒸馏水超声溶解, 离心, 取上清液0.2mL, 按标准曲线制备项下的方法, 加蒸馏水使成2mL, 再分别按上述加苯酚试剂和浓硫酸进行反应, 测定吸收度, 代入标准曲线方程计算葡萄糖的含量, 计算换算因子f=1.92。f=M/CD (M=多糖重量, C=多糖中葡萄糖浓度, D=多糖的稀释因子) 。

2.3.5 样品测定按供试品溶液制备方法分别制备正交试验各样品, 并按标准曲线制备项下相同的方法处理, 测定吸光度, 根据线性方程和换算因子计算得出各样品中的多糖百分含量。

C=供试品溶液中葡萄糖的浓度, D=供试品溶液稀释因子, f=换算因素, W=干膏重量。

2.4 总皂苷的含量测定[1,4,5]

2.4.1 对照品溶液制备精密称取干燥至恒重的黄芪甲苷对照品适量, 加甲醇溶解定容, 即得浓度为0.603mg/mL的对照品溶液。

2.4.2 供试品溶液制备分别精密称取各干浸膏2g, 加水20mL, 超声处理30min使溶解, 所得水溶液用水饱和正丁醇萃取4次, 每次25mL, 合并萃取所得正丁醇液, 并用氨试液萃取洗涤2 次, 每次30mL, 合并所得氨试液层, 再用30mL水饱和正丁醇反洗氨试液1次, 所得洗液并入上述正丁醇液中, 水浴蒸干正丁醇, 残渣加甲醇溶解并移至25mL量瓶中, 定容至刻度, 摇匀, 过滤, 取续滤液5mL, 置10mL量瓶中, 加甲醇稀释至刻度, 摇匀, 即得。

2.4.3 标准曲线绘制精密量取黄芪甲苷对照品溶液0.2, 0.4, 0.6, 0.8, 1.0, 1.2mL, 分别置于具塞试管中, 水浴蒸干, 分别精密加入1mL 5%香草醛的冰醋酸溶液和4mL高氯酸, 摇匀, 60℃水浴处理15min, 立即冷却, 再精密加入15mL冰醋酸, 摇匀, 以相应试剂为空白, 在530nm处以紫外-可见分光光度法测定吸光度。以吸光度值A为纵坐标, 以黄芪甲苷量X为横坐标, 进行线性回归, 得方程:A=0.843 9X-0.014 6, r=0.998 4。结果表明, 在0.12~0.72mg范围内, 吸光度与黄芪甲苷的量呈良好线性关系。2.4.5 测定方法精密量取供试品溶液1mL, 置具塞试管中, 水浴蒸干溶剂, 按上述标准曲线项下方法进行处理, 并测定吸光度, 计算, 即得。

2.5 正交试验结果分析

由表2显示的试验统计结果可直观分析, 极差RC>RA>RB, 表明影响参芪组合物的提取因素主次顺序为:提取次数 (C) >加水量 (A) >提取时间 (B) ;各因素不同水平的影响次序为:A3>A2>A1, B3>B2>B1, C3>C2>C1, 因此从上述实验数据分析其最佳提取工艺为A3B3C3, 即加12倍量水, 煎煮提取3次, 每次2h。

而表3所得综合评价指标方差分析结果显示, 因素A和因素C的P<0.01, 表明加水量和提取次数两个因素分别对提取效率具有显著性影响, 而因素B的P>0.01, 表明提取时间对提取效率不具有显著性影响。因此, 综合以上分析结果, 并考虑实际生产提取过程中需要节约时间成本、缩短生产周期, 综合考量最终确定的最佳工艺为A3B1C3, 即12倍量水, 煎煮提取3次, 每次1h。

2.6 验证试验

按复方量称取药材5份, 按正交试验所选择的工艺路线, 即A3B1C3, 即加水12倍量, 提取3次, 每次1h进行提取, 计算干膏平均得率为30.49% (n=5, RSD=2.67%) ;多糖含量为15.13% (n=5, RSD=2.16%) , 总皂苷含量为0.34% (n=5, RSD=2.33%) 。

3 讨论

本研究以优选参芪复方的最佳水提工艺条件为目的, 采用L9 (34) 设计法, 以浸膏得率、总多糖含量、总皂苷含量的综合评分为指标, 对加水量、煎煮时间、煎煮次数等影响其提取率的重要因素进行了优选。以葡萄糖为对照, 采用苯酚-浓硫酸法测定多糖的含量;以黄芪甲苷为对照, 采用香草醛-高氯酸法测定总皂苷含量。优选出的参芪复方的最佳水提工艺条件为A3B1C3, 即加水12倍量, 煎煮3次, 每次1h。结果显示优选出的参芪复方的水提工艺稳定、合理、可行, 为参芪复方的制剂开发工艺提供了科学依据。

为了在遵循中医药理论的基础上较全面地对参芪复方的水提取工艺进行优选, 本文采用多糖含量、总皂苷含量、出膏量作为实验指标, 并设出膏量权重系数为0.35, 多糖含量权重系数为0.35, 总皂苷含量权重系数为0.30, 综合评价=出膏量/最大值×0.35×100+ 多糖含量/最大值 ×0.35×100+总皂苷含量/最大值×0.30×100。

参芪组合物的提取浓缩过程对于实验数据的准确与否有绝对影响, 因此在浓缩干燥过程中要控制好温度, 采用减压干燥法进行干燥, 真空干燥箱的温度控制在60℃, 避免干浸膏产生糊化, 影响试验后续过程。香草醛-高氯酸显色法原理主要是使待测物结构中的羧基脱水, 增加其结构中双键的数量, 之后通过双分子缩合、双键移位等反应, 使其生成共轭双键体系, 进而在酸性条件下反应形成阳碳离子盐而显色。但实验过程也表明, 实验操作对数据结果有较明显影响, 因此必须严格控制好操作细节, 尽量减少人为误差。

黄芪、党参皆为补气常用药, 在临床使用中多伍用, 用以增强补中益气之功效, 党参主要有效成分为多糖、党参炔苷等;黄芪主要有效成分为黄芪甲苷等皂苷类。为了更好地开发利用参芪复方, 更好地发挥其临床药效, 本试验对其提取工艺进行优化筛选, 为其成方制剂的开发研究提供依据。

参考文献

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篇4：多因素正交实验设计

正交设计方法是处理多因素试验的一种科学的试验方法, 它利用一种规范化的表-正交表, 合理安排试验, 用这种方法只进行较少次数的试验便可判断出较优的条件;若再对试验结果进行简单的统计分析, 还可以更全面、更系统地掌握试验结果, 作出正确的判断。影响小麦秸秆粉碎性能的因素有很多, 很有必要利用正交设计方法对其各种因素影响的关键程度和每个因素的最优水平进行科学的分析和确定。

1 试验原理

利用自制的秸秆粉碎试验台进行试验。试验时, 首先将秸秆托板放在输送带上, 然后按照预定的喂入量称好物料, 并将其均匀地铺放在输送装置上, 最后驱动粉碎刀辊, 待刀辊运转平稳后, 驱动输送装置开始喂料。工作时, 秸秆粉碎装置的刀辊高速旋转, 高速旋转的动刀对秸秆有很强的抓取作用, 秸秆在动刀的抓取作用下被卷入粉碎室, 在动刀和定刀的共同作用下, 秸秆被切断、打击、撕裂、揉搓成碎段或纤维状, 然后经出口抛出粉碎室。秸秆粉碎过程中, 转矩转速传感仪将动刀轴所受的转矩和转速等物理信号转变为连续的电信号, CRAS数据采集系统 (包括ADCRAS数据采集系统和SSCRAS信号与分析系统) 将电信号转化为数字信号记录并传送给计算机, 由计算机保存和处理试验数据, 以便进行数据处理和功率曲线分析。粉碎后的秸秆人工分类, 用电子天平秤取质量, 计算粉碎合格率。试验流程图如图1所示。

2 试验内容

2.1 试验物料

河南省洛阳地区当年自然成熟的小麦秸秆, 经测试其含水率为30%。

2.2 试验喂入量

模拟2.2m割幅联合收获机田间工况, 按谷草比1∶1.5, 产量7 500kg/hm2计算, 喂入量为1.98kg/s。

2.3 试验因素和试验水平

考虑小麦秸秆粉碎的实际情况, 本研究选取的试验因素为:粉碎室包角A、刀辊转速B和动定刀间隙C。查阅有关资料, 考虑各个试验因素的使用范围并进行了适当扩展, 取每个试验因素3个水平, 具体为:A:A1=150°, A2=110°, A3=70°;B:B1=2 600r/min (55m/s) , B2=2 100r/min (45m/s) , B3=1 600r/min (35m/s) ;C:C1=10mm, C2=20mm, C3=30mm。

2.4 正交表选择

正交表是正交设计方法中合理组织试验, 并对试验结果直接进行分析的主要工具, 它可以以尽量少的试验次数, 解决比较复杂的多因素试验中以下各问题:对指标的影响, 哪个因素最重要, 哪个因素次之;每个因素以哪个水平为最好?各个因素以什么样的水平搭配起来, 指标较好。本试验有3个因素, 每个因素有3个水平, 所以选取如表1所示正交表。

2.5 试验结果

粉碎合格率、粉碎功耗正交试验数据结果如表2所示 (为了数据的准确性, 每个试验方案做两次, 取其平均值) 。

2.6 试验数据分析

粉碎合格率数据分析如表3所示。粉碎功耗数据分析如表4所示。

从粉碎合格率分析中可以看出:对于粉碎合格率, 壳体包角的显著水平为一水平150°, 动刀轴转速的显著水平为一水平2 600r/min, 动定刀间隙为一水平10mm。各因素的显著次序依次为:因素B动刀转速、因素A壳体包角、因素C动定刀间隙。保证试验指标粉碎合格率较高的最佳搭配为:因素A壳体包角为一水平、因素B动刀轴转速为一水平、因素C动定刀间隙也为一水平。

从粉碎功耗数据分析中可以看出:对于粉碎功耗, 壳体包角的显著水平为三水平70°, 动刀轴转速的显著水平为三水平1 600r/min, 动定刀间隙的显著水平为三水平30mm。各因素的显著次序为:因素A壳体包角、因素B动刀转速、因素C动定刀间隙。保证试验指标粉碎功耗较低的最佳搭配为:因素A壳体包角为三水平、因素B动刀轴转速为三水平、因素C动定刀间隙也为三水平。

3 结论

1) 粉碎合格率较高的最佳搭配为:

壳体包角150°、动刀轴转速2 600r/min (55m/s) , 动定刀间隙10mm。粉碎功耗较低的最佳搭配为:因素壳体包角为70°、动刀轴转速为1 600r/min (35m/s) 、动定刀间隙为30mm。

2) 各因素对粉碎合格率显著次序依次为:

因素B动刀转速、因素A壳体包角、因素C动定刀间隙。对粉碎功耗显著次序为:因素A壳体包角、因素B动刀转速、因素C动定刀间隙。

参考文献

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篇5：多因素正交实验设计

其优点是在试验空间中选取均匀分散的试验点, 通过少量的试验获得较多的信息, 然后对试验结果进行量化的分析, 从而找出最好的或满意的试验条件。而影响混凝土性能的因素众多, 混凝土配合比的设计长期依赖经验公式, 在生产实践中, 各原材料及相关因素也时常变化, 一线的技术人员不得不频繁地试配调整, 以保证混凝土的质量性能稳定, 运用正交试验来设计和分析这些工作, 无疑具有独到的优势。近年来, 已有部分技术人员实践并总结了利用正交试验分析混凝土性能的工作, 但对于水工领域大量运用的大坝混凝土的正交试验分析, 却少见研究报道。

2 试验目的和方案设计

考察水胶比、砂率、减水剂对大坝混凝土性能的影响, 利用正交试验设计将其分析量化, 探讨形成一种定量分析大坝混凝土中各要素对混凝土性能的影响的方法, 以及如何更为科学有效地组织大坝混凝土试验、生产的方法。限于条件和工作量, 在本试验中, 仅选择水胶比、砂率、减水剂品种三因子, 不考虑因子间的交互作用的影响, 每个因子取3个不同的水平 (1) 、 (2) 、 (3) , 因此可以选择四因子三水平的正交表L9 (34) 安排试验。

3 试验用原材料及试验方案

1) 选用峨嵋金顶中热42.5水泥, 云南宣威电厂I级粉煤灰, 北京冶建特种材料有限公司生产的JG-3、江苏博特新材料有限公司生产的JM-II、南京瑞迪高新技术公司生产的HLC-NAF3种萘系缓凝高效减水剂, 山西黄河新型化工有限公司生产的HJAE-A引气剂, 三滩砂石系统生产的大理岩质人工砂, 印把子沟砂岩加工的人工碎石。笔者对配合比使用的各种原材料按照国家标准要求进行了品质检测, 检测结果均满足国家标准要求。

2) 在对以上3种外加剂进行了与胶凝材料的适应性试验后, 我们发现当外加剂掺量为0.6%, 3种外加剂与胶凝材料的净浆流动度最大, 故在试验中3种外加剂掺量均为0.6%, 试验结果见表1、图1。

3.3 在对碎石进行了粗骨料最优骨料级配试验后, 确定本次试验采用四级配碎石, 试验结果见表2。

3.4 在对试验用砂进行了最优砂率检测后, 本次试验砂率因子选择水平值为26, 25, 23, 砂率检测表见表3

3.5 本次试验, 主要分析水胶比、砂率、减水剂品种三个因子对大坝混凝土性能的影响程度。

3.6 试验情况见表5

4 试验结果和分析

4.1 各组试验结果见表6、表7

4.2 由于每一试验都是独立进行的, 每一试验条件下的试验指标服从正态分布, 考察各因子水平变化对指标值的贡献, 可以对数据进行方差分析。

本次选取的三因子对大坝混凝土180天抗压强度的影响见表8、表9。

由于F水胶比大于F0.95 (2, 2) =19.0, 因此对于大坝混凝土180天抗压强度, 水胶比因子在显著性水平0.05上是显著的, 而砂率因子和减水剂因子即使在显著性水平0.10上也不显著。

4.3 考察本次选取的三因子对大坝混凝土180天劈拉强度的影响见表10、表11。

由于F水胶比大于F0.95 (2, 2) =19.0, 因此对于大坝混凝土180天劈拉强度, 水胶比因子在显著性水平0.05上是显著的, 而砂率因子和减水剂因子即使在显著性水平0.10上也不显著。