濕法水刺可分散材料手感風格評價

張寅江，占海華，鄒專勇，洪劍寒，孟 旭

(1.紹興文理學院 浙江省清潔染整技術研究重點實驗室，浙江 紹興 312000； 2.紹興文理學院國家碳纖維工程技術研究中心浙江分中心，浙江 紹興 312000)

濕法成網(wǎng)水力纏結可分散材料作為優(yōu)異的擦拭衛(wèi)生護理基材，具有良好的使用濕強且在一定水流剪切場下可快速瓦解分散，丟棄下水道不易引起管道堵塞[1-2]。通過手接觸材料評價材料的手感風格，只能達到對材料整體感覺的評價且靈敏度較低，不能區(qū)分影響手感水平的各個組成因素及比重[3-4]。同時手感評價受到檢驗過程、個人喜好、地區(qū)文化等因素的影響。目前未見關于濕法水刺可分散材料手感風格測定的相關標準。

在紡織材料領域，對織物手感風格測試的評價儀器及系統(tǒng)包括YG821織物風格測試儀，F(xiàn)AST織物質(zhì)量保證系統(tǒng)，KES織物風格測試系統(tǒng)，F(xiàn)TT織物接觸測試系統(tǒng)，PhabrOmeter織物手感測量儀等[5-6]，所測定的織物主要為可穿戴產(chǎn)品，而濕法水刺可分散材料主要用作干濕擦拭衛(wèi)生護理基材。本文將影響材料手感風格的物理參數(shù)稱為“手感客觀參數(shù)”。Emtec手感柔軟度分析儀(Tissue Softness Analyzer，TSA)可對紙基薄型擦拭衛(wèi)生護理材料手感客觀參數(shù)進行有效測定，也可用于測試紡織品、衛(wèi)生紙品、皮革等片狀柔軟材料的手感風格[7]。設備主要模擬人手觸感，通過獲取被測材料的柔軟度、平滑度和硬挺度等手感客觀參數(shù)來客觀評價材料手感風格[8]。Abu-Rous等[4]利用TSA對由再生纖維素纖維構成的擦拭材料進行手感風格評價，所測得材料的手感客觀參數(shù)與實際手感具有較高的一致性。Pape[9]通過TSA研究不同含水量對梳理水刺非織造擦拭材料手感風格的影響。Wang等[10]研究人體對材料柔軟度的感知與TSA測量之間的關系。但鮮有利用TSA設備研究材料手感風格客觀參數(shù)對材料綜合手感的影響。

本文采用手感柔軟度分析儀對30種濕法水刺可分散材料試樣的手感客觀參數(shù)(柔軟度，平滑度和硬挺度等)進行測定。同時對試樣進行手感風格主觀評分并求出平均值，通過系數(shù)檢驗獲取主觀評價的一致有效性。最后利用逐步回歸模型對多個手感客觀參數(shù)進行逐步篩選，解決客觀評價指標間的多重共線性問題，有效建立濕法水刺可分散材料手感的最優(yōu)化回歸方程。為具有高品質(zhì)手感的濕法水刺可分散材料的開發(fā)提供研究基礎。

1 試驗部分

1.1 試樣制備

試樣成分為木漿纖維/Danufil粘膠纖維60/40。采用坎盧普斯硫酸鹽木槳纖維，寬度27～42 μm，長度1～3 mm，平均長度為2.2 mm。短切Danufil粘膠纖維線密度為0.9 dtex或1.7 dtex，長度為8 mm或10 mm。利用濕法成網(wǎng)水力纏結技術制備不同面密度與厚度的30種濕法水刺可分散材料試樣[11-12]。

1.2 手感客觀性能測試

利用TSA設備測定試樣手感客觀參數(shù)，試樣尺寸為7.5 cm×7.5 cm，TSA測試機制如圖1所示。首先將試樣固定在手感柔軟度測試儀的測試槽上，測試槽下方安裝噪音傳感器，旋翼刀頭壓在試樣上給予試樣一定的負載壓力，當旋翼刀頭達到最終位置時會以2 r/s的速度開始旋轉(zhuǎn)。旋翼刀頭在試樣上運動會使其產(chǎn)生垂直與水平振動，且會被傳感器偵測到，然后試樣會受力壓縮[8]。

圖1 TSA測試機制

試樣的垂直振動是由于旋翼刀頭在試樣表面轉(zhuǎn)動，二者因接觸產(chǎn)生振動，振動頻率在500～550 Hz，振動波峰由振動傳感器接受并轉(zhuǎn)化為分貝值，即為材料平滑度(TS750)，樣品垂直振動如圖1(a)所示。試樣水平方向的振動主要由纖維和旋翼刀頭短暫的接觸后分離致使旋翼頭產(chǎn)生振動，振動頻率在6 500～6 650 Hz，振動峰值由振動傳感器接受并轉(zhuǎn)化為分貝值，即為材料的柔軟度(TS7)，樣品水平振動如圖1(b)所示。樣品最大形變量如圖1(c)所示,硬挺度測試是在柔軟度與平滑度測定后，旋翼刀頭垂直負載試樣由原來100 mN上升為600 mN載荷，記錄試樣的最大形變量D值，即為試樣硬挺度值[13]。

材料面密度測定：采用圓盤取樣機裁取合理的試樣，F(xiàn)A2004A電子天平稱取質(zhì)量；材料厚度采用YG141N型數(shù)字式織物厚度儀進行測定。這些測定的手感參數(shù)會被傳送給主機，包括材料面密度、厚度等。試樣測試前需要進行調(diào)濕，測試在標準溫度(23±1)℃、相對濕度50%±2%環(huán)境中進行。每個試樣重復測試5次，求均值。

1.3 手感主觀評價

手感主觀評價是以人的心理感覺來評定材料風格的方法，主要依據(jù)人手抓握及觸摸材料產(chǎn)生的觸感以及對材料表面的視覺特性共同反映材料的總體風格特征[5]。根據(jù)濕法水刺可分散材料的主要用于干濕擦拭衛(wèi)生護理領域，本文邀請10位企業(yè)經(jīng)驗豐富的擦拭護理材料手感評價員對30種濕法水刺可分散材料的手感作主觀評定。按照國內(nèi)市場擦拭衛(wèi)生護理材料總體手感基本要求進行評價，滿分為10分，最低為1分。把每位評價人員的分數(shù)相加得出每種濕法水刺材料的主觀評價平均得分。為提高各評價人員對濕法水刺可分散材料手感的判別能力，在評價開始前需要用備用試樣對評價員進行一定量的預訓練，然后使用正式試樣評價。

評價過程在相對濕度為65%±5%，溫度為(20±2)℃的恒溫恒濕中進行，試樣尺寸為20 cm×20 cm。評價人員在評價時用手指觸摸、抓握及眼睛觀察各試樣對各試樣進行獨立評分。為避免各評價人員間的相互干擾，每位評價員的評價過程是相互獨立的。

濕法水刺可分散材料手感客觀參數(shù)與主觀評價得分見表1。

表1 濕法水刺可分散材料手感客觀參數(shù)與主觀評價得分

2 材料主客觀評價分析

2.1 材料主觀評價有效性檢驗

由于評價人員存在個體因素差異，導致濕法水刺可分散材料手感風格主觀評價結果之間存在一定偏差，需要通過分析檢驗來評價結果的一致性。運用IBM SPSS Statistics 19統(tǒng)計軟件，利用非參數(shù)檢驗里的多個相關樣本非參數(shù)檢驗進行分析，選擇Kendall協(xié)同系數(shù)檢驗方法，檢驗多個變量在每個樣本上的一致性系數(shù)。首先將表1中主觀評價數(shù)據(jù)輸入SPSS軟件，后在軟件中選擇分析工具下的非參數(shù)檢驗，再選擇K個相關試樣。其次打開多個相關試樣檢驗主對話框，將1～30號試樣作為檢驗變量，選用Kendall協(xié)同系數(shù)(W)作為檢驗類型。

2.2 材料手感主客觀評價關系

根據(jù)以往經(jīng)驗，影響材料手感綜合評價的因素包括通過TSA所測得試樣柔軟度(TS7)，平滑度(TS750)和硬挺度(D)等，其也受到材料本身厚度、面密度等因素影響[13]。由表1可知，濕法水刺材料柔軟度值主要分布在8～16，平滑度值主要分布在13～38，硬挺度值主要分布在1.65～2.09 mm/N，面密度主要分布在40～80 g/m2，厚度分布在420～620 μm。

以手感主觀評價值為手感綜合評價依據(jù)，研究各因素對材料手感綜合評價的影響，但并非每個因素對材料手感綜合評價值都有顯著影響。因此需要對各個自變量因素進行檢查，選出對手感綜合評價值有顯著影響的自變量，最終確定濕法水刺可分散材料手感綜合評價值的最優(yōu)計算模型。根據(jù)該思路，采用逐步回歸方法解決客觀手感評價指標間的多重共線性問題，建立逐步回歸方程模型(1)：

Y=b0+b1X1+b2X2+···+bnXn

(1)

式中：b0為常數(shù)，b1，b2，…，bn為回歸系數(shù)；X1，X2，…，Xn為自變量。

本文選擇柔軟度(TS7)、平滑度(TS750)、硬挺度(D)、厚度和面密度共5個物理指標作為自變量進行逐步回歸分析，分別用X1、X2、X3、X4、X5表示，Y為因變量，表示手感主觀評價值。采用逐步回歸法解決客觀評價指標間的多重共線性，主要步驟包括：首先分別作因變量Y對自變量Xn(n=1、2、3、4、5)的回歸，計算出回歸方程決定系數(shù)Rn2；其次基于各回歸方程決定系數(shù)來對解釋變量從大到小進行排序；再次以Rn2最大回歸模型為初始模型，將其他自變量Xn按順序?qū)氤跏蓟貧w模型；最后對新加入自變量Xn的顯著性用t檢驗法進行檢驗。另外需進行3個方面檢驗，所構建的材料手感逐步回歸方程模型才有統(tǒng)計意義：①根據(jù)D-W殘差序列相關性檢驗來推斷殘差是否獨立；②根據(jù)W檢驗法推斷殘差分布是否為正態(tài)(小樣本情況)；③根據(jù)模型標化殘差與標化預測值的秩相關系數(shù)推斷殘差有無不同方差存在。

根據(jù)表1，利用SPSS軟件中的“分析—回歸—逐步回歸”工具進行分析。方差分析見表2，參數(shù)估計見表3。

表2 方差分析

表3 參數(shù)估計

回歸平方和是表示所建模型與實際數(shù)據(jù)的擬合程度，反映回歸線性部分，其值相對越大越好。殘差平方和表示各種偶然因素干擾，其值相對越小越好。如表2所示，回歸平方和為419.556，殘差平方和為18.610，數(shù)據(jù)較為理想。同時，顯著性的數(shù)值小于0.01，方程整體高度顯著。由表3可知，僅3個指標(X1、X2、X3)為顯著因素，且回歸系數(shù)顯著?？傻玫娇煞稚⒉牧鲜指凶顑?yōu)化回歸方程為式(2)。

Y=79.704-1.728X1-0.186X2+9.952X3

(2)

式(2)的相關性檢驗結果為：R=0.979>偏相關系數(shù)r0.01(28)=0.463，F(xiàn)=195.385>F0.01(3, 27)=26.66，說明方程高度相關，即X1、X2、X3是影響手感的重要參數(shù)。同時可知式(2)中Y與X1，X2和X3的偏相關系數(shù)分別為：r(Y,X1)=-0.970，r(Y,X2)=-0.854，r(Y,X3)=-0.808。通過逐步回歸的篩選，得出與評價人員手感主觀評價值Y關系密切的參數(shù)有柔軟度(TS7)，平滑度(TS750)和硬挺度(D)。同時由偏相關系數(shù)可知：手感主觀評價值Y與三者性能關系密切。

3 結 論

本文依據(jù)濕法水刺可分散材料的手感風格主客觀評價，建立最優(yōu)化回歸方程，得到以下結論。

①手感柔軟度分析儀可有效測定濕法水刺可分散擦拭護理材料多個客觀手感客觀參數(shù)。多個相關樣本Kendall協(xié)同系數(shù)檢驗可證明材料手感主觀評價結果具有一致性。

②濕法水刺可分散材料手感最優(yōu)化回歸方程為Y=79.704-1.728X1- 0.186X2+9.952X3，其中手感主觀評價Y與柔軟度(TS7)、平滑度(TS750)呈負相關，與硬挺度(D)呈正相關。

③材料手感主觀評價與其客觀手感柔軟度(TS7)、平滑度(TS750)和硬挺度(D)的偏相關系數(shù)分別為-0.970、-0.854和-0.808。