意式咖啡機(jī)咖啡粉萃取條件的優(yōu)化

意式咖啡機(jī)咖啡粉萃取條件的優(yōu)化1、實(shí)驗(yàn)過程及目的1.1實(shí)驗(yàn)過程：【1】選取同一批次產(chǎn)出的咖啡豆，磨成粗細(xì)相同的粉。制作成同樣體積的粉餅?！?】在其他實(shí)驗(yàn)因素相同的情況下，控制萃取溫度為75℃，80℃，85℃，90℃，95℃。萃取水量為30ml,35ml,40ml,45ml,50ml?！?】使用意式咖啡機(jī)在設(shè)定好的條件下，對(duì)咖啡粉進(jìn)行萃取?！?】測(cè)定萃取完成的咖啡中咖啡因含量。1.2實(shí)驗(yàn)?zāi)康模禾骄孔钸m合咖啡粉萃取的溫度以及萃取水量。2、實(shí)驗(yàn)單元咖啡粉，購(gòu)買統(tǒng)一批次咖啡粉。天平，購(gòu)買，測(cè)量咖啡粉質(zhì)量?？Х葯C(jī)，購(gòu)買，用于制作咖啡。量杯，購(gòu)買，用于測(cè)量水的體積。溫度計(jì)，購(gòu)買，用于控制水溫。測(cè)量方法：高效液相色譜儀，采用HPLC測(cè)定咖啡因的含量。測(cè)量對(duì)象：不同條件下萃取出的咖啡中咖啡因含量3、實(shí)驗(yàn)效應(yīng)指標(biāo)：不同條件下萃取出的咖啡中咖啡因含量；測(cè)量工具：高效液相色譜儀；計(jì)量單位：%最優(yōu)實(shí)驗(yàn)效應(yīng)：一杯咖啡中咖啡因所占比例最大。4、實(shí)驗(yàn)因素【1】萃取溫度（A），可控，為處理因素，計(jì)量單位攝氏度，通過調(diào)節(jié)萃取的水溫來控制。【2】萃取水量（B），可控，為處理因素，計(jì)量單位毫升ml。【3】咖啡粉質(zhì)量，可控，為非處理因素，通過天平控制。【4】咖啡粉餅體積，可控，為非處理因素，通過制作粉餅力度控制。5、實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)表1不同實(shí)驗(yàn)條件下咖啡因所占的比例單位：%水量/ml溫度/℃7580859095304.765.506.66.456.074.735.546.636.426.044.795.526.596.476.084.745.526.576.466.104.805.516.616.436.05354.936.477.086.856.554.916.477.106.836.574.896.457.086.846.564.906.467.056.836.564.916.497.076.876.53405.026.767.937.77.395.006.737.977.717.44.996.748.006.977.415.016.768.046.997.375.046.788.077.027.38455.137.357.777.477.095.127.367.787.487.15.17.347.767.767.115.157.337.747.747.095.147.377.797.797.08505.075.836.926.926.265.085.826.936.936.255.115.866.946.946.285.065.826.896.896.245.095.816.946.946.276、誤差分析6.1隨機(jī)誤差檢驗(yàn)【1】檢驗(yàn)數(shù)據(jù)：第一組數(shù)據(jù)7.93,7.97,8.00,8.04,8.07，來自萃取水量40ml，萃取溫度85℃水平下的實(shí)驗(yàn)結(jié)果。第二組數(shù)據(jù)7.47,7.48,7.45,7.46,7.45，來自萃取水量45ml，萃取溫度90℃水平下的實(shí)驗(yàn)結(jié)果?！?】檢驗(yàn)?zāi)康模簷z驗(yàn)兩次不同因素水平下測(cè)量結(jié)果的精密度是否有顯著差異，比較哪次實(shí)驗(yàn)的隨機(jī)誤差更小一些。檢驗(yàn)方法：F檢驗(yàn)（雙側(cè)檢驗(yàn)，單側(cè)檢驗(yàn)）【3】顯著性水平：0.05【4】檢驗(yàn)過程第一組數(shù)據(jù)的均值為8.002第二組數(shù)據(jù)的均值為7.648第一組數(shù)據(jù)的離差平方和為=0.00307第二組數(shù)據(jù)的離差平方和為=0.02527F==0.12149【5】結(jié)論根據(jù)顯著性水平=0.05，==4，（1）查F分布表得雙側(cè)檢驗(yàn)的臨界值為=0.104=9.60由于<F<，則兩次測(cè)量的精密度無顯著差異.（2）要比較哪次隨機(jī)誤差更小一些，應(yīng)用單側(cè)右檢驗(yàn)。查F分布表得臨界值為=0.157由于F<,則第一次的隨機(jī)誤差與第二次相比有顯著減小。6.2系統(tǒng)誤差檢驗(yàn)測(cè)量過程中高效液相色譜儀出現(xiàn)故障，于是使用另一高效液相色譜儀，在萃取溫度85℃，萃取水量40ml的條件下進(jìn)行實(shí)驗(yàn)，共測(cè)量了五次，結(jié)果分別為（cm）：8.01，8.07,7.97,7.93,7.95。那么，該儀器的測(cè)量結(jié)果是否存在顯著的系統(tǒng)誤差？【1】檢驗(yàn)數(shù)據(jù)：8.13，8.20,8.10,8.06,8.08，用高效液相色譜儀測(cè)量的萃取溫度85℃，萃取水量40ml的水平下的實(shí)驗(yàn)結(jié)果?！?】檢驗(yàn)?zāi)康模簷z驗(yàn)咖啡因含量所用的高效液相色譜儀的準(zhǔn)確性。檢驗(yàn)方法：t檢驗(yàn)【3】顯著性水平：=0.05【4】檢驗(yàn)過程數(shù)據(jù)的均值為=8.089數(shù)據(jù)的離差平方和為=0.00373即s=0.061074t==2.78712【5】結(jié)論根據(jù)顯著性水平=0.05，df=4，臨界值為=2.776由于|t|>,所以所用儀器的測(cè)量結(jié)果存在顯著的系統(tǒng)誤差。6.3異常值檢驗(yàn)【1】檢驗(yàn)數(shù)據(jù)：6.76,6.73,6.74,6.76,6.78，來自40ml萃取水量水平，80℃萃取溫度水平下的實(shí)驗(yàn)結(jié)果?！?】檢驗(yàn)?zāi)康模河涗洈?shù)據(jù)是好像有一個(gè)數(shù)據(jù)不知是否記錄準(zhǔn)確，檢驗(yàn)一下是否有數(shù)據(jù)應(yīng)當(dāng)被剔除。檢驗(yàn)方法：格拉布斯檢驗(yàn)法【3】顯著性水平：=0.05【4】檢驗(yàn)過程數(shù)據(jù)的均值為=6.754離差平方和為=0.00038因?yàn)?.78與算術(shù)平均值相比偏差最大，所以先檢驗(yàn)該數(shù)。|dp|=|-|=|6.78-6.754|=0.026【5】結(jié)論根據(jù)顯著性水平=0.05，n=5臨界值為=1.672，則s=0.0326由于|dp|<0.0326故6.78不應(yīng)該被剔除，又因?yàn)槭Ｓ鄶?shù)據(jù)的偏差都比6.78小，所以沒有數(shù)據(jù)應(yīng)該被剔除。方差分析對(duì)全體數(shù)據(jù)進(jìn)行分析【1】分析目的：（1）探究萃取水量與萃取溫度的交互作用對(duì)咖啡因含量是否存在顯著影響（2）進(jìn)一步判斷實(shí)驗(yàn)的處理因素和非處理因素，為完善后續(xù)的實(shí)驗(yàn)做準(zhǔn)備?！?】檢驗(yàn)方法：F檢驗(yàn)顯著性水平：=0.05【3】檢驗(yàn)過程和結(jié)論（1）計(jì)算平均值總平均：任一組合水平（Ai，Bj）上：Ai水平時(shí)：Bj水平時(shí):其中r=s=c=5（以上各項(xiàng)數(shù)據(jù)見表2）表2各條件下平均值計(jì)算表單位：cm溫度QUOTE水量7580859095304.7645.5186.6006.4466.0685.8792354.9086.4687.0766.8446.5546.3700405.0126.7548.0027.2787.3906.8872455.1287.3507.7687.6487.0946.9976505.0825.8286.9246.9246.2606.20364.97886.38367.2747.0286.67326.46752（2）計(jì)算離差平方和A因素引起的離差平方和 =22.06001B因素引起的離差平方和=80.75455交互作用A×B引起離差的平方和： =6.358733誤差平方和=0.75404總離差平方和： =109.9273（3）計(jì)算自由度SSA的自由度：dfA＝r－1=4SSB的自由度：dfB＝s－1=4SSA×B的自由度：dfA×B＝(r－1)(s－1)=16SSe的自由度：dfe＝rs(c－1)=100SST的自由度：dfT＝n－1＝rsc－1=124經(jīng)驗(yàn)證滿足dfT＝dfA＋dfB＋dfA×B＋dfe（4）計(jì)算均方 =5.515003 =20.18864=0.397421 =0.00754（5）F檢驗(yàn) =731.3939 =2677.396 =52.70553根據(jù)顯著性水平=0.05，臨界值為(4,100)=3.512684(16,100)=2.185180由于QUOTE〉QUOTE(4,100)，QUOTE〉(4,100)，〉(16,100)，所以因素A、B、AB即溫度、光照及其交互作用對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果均有十分顯著的影響各因素/交互作用的主次關(guān)系為>>根據(jù)實(shí)驗(yàn)結(jié)果，最優(yōu)實(shí)驗(yàn)方案為:A因素40ml萃取水量水平，B因素85℃萃取溫度水平8、回歸分析8.1求解回歸方程對(duì)全體數(shù)據(jù)進(jìn)行分析【1】分析目的：（1）確定水量、溫度與萃取出的咖啡因含量之間的近似關(guān)系，并用具體的公式反應(yīng)出來（2）同方差分析一樣，回歸分析也可以判斷因素的主次，并指導(dǎo)下一步實(shí)驗(yàn)（3）根據(jù)分析結(jié)果，在實(shí)際咖啡店制作中合理調(diào)整實(shí)驗(yàn)各因素的配比，使其達(dá)到最優(yōu)的效果【2】所使用的回歸方程如下：y=a+QUOTEQUOTE+QUOTEQUOTE+QUOTE+b22x22優(yōu)化目標(biāo)為：確定使y取得最大值的、建立回歸方程將上述方程轉(zhuǎn)換成如下的線性形式y(tǒng)=a+QUOTEQUOTE+QUOTEQUOTE+QUOTEQUOTE+B4X4通過對(duì)原始實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)的整理和計(jì)算表3數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換計(jì)算表NO.X4417535753556254.90828050805064005.82838530853072256.60049045904581007.64859540954090257.390求和4252004252003637532.374平均值8540854072756.4748可得：=85=40=7225=6.4748回歸方程為y=-116.954+2.440166QUOTE+0.805326QUOTE-0.01371-0.009998.2回歸方程顯著性檢驗(yàn)【1】檢驗(yàn)?zāi)康模汉饬克蠡貧w方程的可信性或擬合效果。檢驗(yàn)方法：復(fù)相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)顯著性水平：=0.05【2】檢驗(yàn)過程和結(jié)論R==1對(duì)于給定的顯著性水平=0.05，n=25,自變量個(gè)數(shù)m=4時(shí)，查表得=0.604，由于R>所以所建立的線性回歸方程與實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)擬合得較好。9均勻設(shè)計(jì)9.1設(shè)計(jì)結(jié)果【1】設(shè)計(jì)目的：在保證實(shí)驗(yàn)結(jié)果有一定的可信性的基礎(chǔ)上，盡可能地減少實(shí)驗(yàn)次數(shù)，從而簡(jiǎn)化實(shí)驗(yàn)，節(jié)省開支，尤其是實(shí)驗(yàn)因素變化范圍較大，需要較多水平時(shí)。還可以與其他設(shè)計(jì)方法相互比較驗(yàn)證，使實(shí)驗(yàn)結(jié)果更令人信服。解釋選表的原則這里選擇均勻設(shè)計(jì)。因?yàn)樗鰧?shí)驗(yàn)因素?cái)?shù)為2，各因素水平數(shù)為5，若采用正交設(shè)計(jì)來安排實(shí)驗(yàn)，則至少要做25次試驗(yàn)，與全面試驗(yàn)設(shè)計(jì)相比并未簡(jiǎn)化，而采用均勻設(shè)計(jì)，則只需做5次試驗(yàn)，大大減少了實(shí)驗(yàn)次數(shù)【2】給出均勻設(shè)計(jì)結(jié)果表根據(jù)如下因素和水平表，表4因素水平表水平溫度/℃水量/ml1854527535390304805059540選取均勻設(shè)計(jì)表。根據(jù)其使用表，安排各因素及其相應(yīng)水平，實(shí)驗(yàn)方案和結(jié)果如下：表5實(shí)驗(yàn)方案和結(jié)果序號(hào)溫度/℃水量/mlY/%185457.076275355.082390307.648480505.518595407.3909.2分析設(shè)計(jì)結(jié)果根據(jù)上面新的實(shí)驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行回歸分析【1】建立回歸方程方程模型為：y=a+QUOTEQUOTE+QUOTEQUOTE+QUOTE+QUOTE可得：=85=40=675=207500=6.46912經(jīng)回歸分析得y=-100.471+2.256469QUOTE+0.39192QUOTE-0.01257-0.00548回歸方程顯著性檢驗(yàn)（1）檢驗(yàn)?zāi)康模候?yàn)證回歸方程的擬合效果是否顯著檢驗(yàn)方法：復(fù)相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)顯著性水平：=0.05由上述求解知R=1對(duì)于給定的顯著性水平=0.05，n=25,自變量個(gè)數(shù)m=4時(shí)，查表得=0.604，由于R>所以所建立的線性回歸方程與實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)擬合得較好。【3】預(yù)測(cè)最優(yōu)實(shí)驗(yàn)方案由上述回歸方程得，當(dāng)=2.256469-0.02514x1=0=0.39192-0.01096x2=0即=89.7561257=35.7591241時(shí)實(shí)驗(yàn)結(jié)果取得最大值【4】與全面設(shè)計(jì)的對(duì)比與全面設(shè)計(jì)的回歸方程最優(yōu)值對(duì)比，最優(yōu)實(shí)驗(yàn)效應(yīng)下降，可見相差并不大，均勻設(shè)計(jì)的實(shí)驗(yàn)結(jié)果還是有一定的信服力，可以參照的。在實(shí)驗(yàn)過程上，因?yàn)槿嬖O(shè)計(jì)要進(jìn)行25次實(shí)驗(yàn)，而均勻設(shè)計(jì)只需5次，所以理論上,預(yù)計(jì)均勻設(shè)計(jì)的實(shí)驗(yàn)成本和時(shí)間大約是全面設(shè)計(jì)的1/5，大大節(jié)約了成本和時(shí)間。10、實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的四原則分析上述實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)（全面/正交/均勻）哪里運(yùn)用了哪些實(shí)驗(yàn)原則【1】區(qū)組原則：對(duì)實(shí)驗(yàn)因