陶勁松 楊亞帆 李遠(yuǎn)華

(華南理工大學(xué) 制漿造紙工程國家重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，廣東 廣州 510640)

造紙過程中，抗張強(qiáng)度不足會(huì)引發(fā)斷紙、生產(chǎn)中斷和大量能源的浪費(fèi)，通常為了保持連續(xù)生產(chǎn)和抗張強(qiáng)度質(zhì)量滿足客戶需求，抗張強(qiáng)度會(huì)超過標(biāo)準(zhǔn)生產(chǎn)，這又導(dǎo)致原料和能源損失嚴(yán)重.然而目前的抗張強(qiáng)度預(yù)測模型主要為機(jī)理模型，同時(shí)沒有抗張強(qiáng)度的在線測量儀表，測量都需進(jìn)行破壞性試驗(yàn)，所以造紙廠對(duì)其控制存在較大的滯后性、偏差性［1］.

現(xiàn)在的抗張強(qiáng)度模型可分為3 大類:Page 機(jī)理模型［2］及其改良模型［3-4］;Shear-lag 機(jī)理方程［5］及其改良模型［6］;線性回歸及神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)預(yù)測模型.Page模型、Shear-lag 模型及其改良模型中的大部分參數(shù)需要通過實(shí)驗(yàn)測得，預(yù)測精度較低，實(shí)用性不強(qiáng).王寶玉［7］使用SPSS 軟件建立的抗張指數(shù)多元線性回歸方程及Navita 等［8］使用BP 神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)建立的模型解決了模型預(yù)測精度低的問題，但模型使用的參數(shù)與生產(chǎn)中參數(shù)類型差距仍然較大，并沒有解決實(shí)際應(yīng)用中的問題.由于這些模型精度低和生產(chǎn)指導(dǎo)意義有限，現(xiàn)有的這3 類模型均未應(yīng)用于在線預(yù)測.

偏最小二乘法(PLS)由Wold 等［9］在1983年首次提出，它是一種多因變量對(duì)多自變量的多元統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)分析方法，能夠?qū)⒅鞒煞址治?、典型相關(guān)及多元線性回歸分析有機(jī)地結(jié)合起來，尤其適用于變量多重相關(guān)性、小樣本等情況下的多對(duì)多線性回歸分析.而Vapnik［10］提出的支持向量機(jī)(SVM)訓(xùn)練過程遵循結(jié)構(gòu)風(fēng)險(xiǎn)最小化原則，結(jié)構(gòu)參數(shù)在訓(xùn)練過程中根據(jù)樣本數(shù)據(jù)自動(dòng)確定，無過擬合現(xiàn)象，它通過解一個(gè)線性約束的二次規(guī)劃問題得到全局最優(yōu)，不存在局部極小值問題，SVM 計(jì)算規(guī)范，易于實(shí)施.PLS 和SVM 均擅長處理多元相關(guān)變量的回歸問題，且預(yù)測精度較高，實(shí)用性強(qiáng).

由于生產(chǎn)變量數(shù)目眾多，變量間存在一定的相關(guān)性，因此建模方法需要涵蓋這兩方面.文中采用PLS與SVM 這兩種常用方法建模，通過比較并簡化這兩種方法的預(yù)測效果，選出生產(chǎn)中預(yù)測抗張強(qiáng)度的最佳模型，從而為在線預(yù)測紙張抗張強(qiáng)度創(chuàng)造前提條件.

1 模型的建立

1.1 建模方案

抗張強(qiáng)度作為大多數(shù)紙種共有的性能指標(biāo)，對(duì)其進(jìn)行建模研究具有更高的普適性.為更準(zhǔn)確地在生產(chǎn)中預(yù)測紙張的抗張強(qiáng)度，應(yīng)選擇最佳抗張強(qiáng)度模型.文中將從某瓦楞紙廠采集數(shù)據(jù)，使用偏最小二乘法與支持向量機(jī)建模，并比較兩者的精度，再通過篩選相關(guān)系數(shù)的方法進(jìn)行模型簡化和精度比較.

1.2 實(shí)驗(yàn)儀器及數(shù)據(jù)采集軟件

使用iFIX 5.0 采集該廠DCS 系統(tǒng)數(shù)據(jù)，并將數(shù)據(jù)存放于Proficy Historian 中，查詢采集漿料相對(duì)應(yīng)的操作參數(shù);采用Lorentzen ＆ Wettre 公司抗張強(qiáng)度測量儀測試紙張的抗張強(qiáng)度.

1.3 數(shù)據(jù)采集

以某瓦楞紙廠一條生產(chǎn)線為對(duì)象，采集該生產(chǎn)線生產(chǎn)信息，包括生產(chǎn)漿料性質(zhì)、抄紙過程參數(shù)及成紙抗張強(qiáng)度.由于實(shí)際生產(chǎn)中DCS 采集標(biāo)簽有幾百個(gè)，為了能夠在模型中體現(xiàn)有效影響因素，而不受多余因素干擾，重點(diǎn)采集影響抗張強(qiáng)度的纖維自身強(qiáng)度性質(zhì)、纖維間結(jié)合強(qiáng)度和纖維的排列分布相關(guān)的參數(shù).通過流送成形、干燥施膠系統(tǒng)等從分布式控制系統(tǒng)(DCS 系統(tǒng))以及質(zhì)量控制系統(tǒng)(QCS 系統(tǒng))中選擇影響因素，并根據(jù)漿料性質(zhì)測量相應(yīng)的打漿度和定量，共選擇30 個(gè)變量(見表1)構(gòu)成數(shù)據(jù)庫，選取某生產(chǎn)線2013-12-30—2014-01-13 的數(shù)據(jù)進(jìn)行建模分析.

1.4 數(shù)據(jù)預(yù)處理

由于數(shù)據(jù)采集的時(shí)間為正常生產(chǎn)時(shí)間，紙張樣本的生產(chǎn)時(shí)間與模型參數(shù)采集的時(shí)間一一對(duì)應(yīng)，因此數(shù)據(jù)沒有缺失和異常值;因所采集數(shù)據(jù)的量綱不同，需要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理.標(biāo)準(zhǔn)化處理能夠消除各個(gè)變量在量綱上的差異對(duì)分析結(jié)果造成的影響，并可以提高分析算法的效率.數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化見式(1)和(2)，數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化后變量xj均值為0，方差為1.

其中，

式中，i (i=1，2，…，n)為樣本個(gè)數(shù)，j (j=1，2，…，m)為變量個(gè)數(shù).

表1 選取的參數(shù)Table 1 Selected parameters

1.5 偏最小二乘法建模

文中采用的是單因變量偏最小二乘法［11］，方法如下.

設(shè)自變量與因變量表達(dá)式為X=(x1，x2，…，xm)，Y=(y).標(biāo)準(zhǔn)化處理后，表達(dá)式變?yōu)榫仃嘐0=［e1e2… em］，F(xiàn)0=［f1］.

在E0中提取第一個(gè)成分t1，使t1=E0w1.其中t1為x1，x2，…，xm線性組合，w1為矩陣對(duì)應(yīng)于E'0F0F'0E0矩陣最大特征值的特征向量.

建立因變量Y 關(guān)于t1的回歸，使得

用殘差矩陣E1和F1取代E0和F0，使用同樣的方法求第二個(gè)成分t2.以此類推，求得剩下的成分t3，t4，…，tA，最終有

由于t1，t2，…，tA均可以表示成E1，E2，…，Em的線性組合，因此，式(6)可以還原成y*=F0k關(guān)于xj*=E0k的回歸方程形式，即

其中，k=1，2，…q，F(xiàn)Ak是殘差距陣FA的第k 列.

1.6 支持向量機(jī)建模

支持向量機(jī)可對(duì)線性或非線性問題進(jìn)行回歸.對(duì)于線性問題，SVM 采用線性回歸函數(shù)［12］f( )x=wx + b(w 為估計(jì)權(quán)值向量，b 為偏置)擬合數(shù)據(jù){xi，y}，i=1，2，…，n，xiRn，yR.若訓(xùn)練數(shù)據(jù)在ε精度下無誤差地用線性函數(shù)擬合，即

此時(shí)，優(yōu)化目標(biāo)為

其中，C 為錯(cuò)誤的損失函數(shù)，C＞0.對(duì)原問題使用拉格朗日乘數(shù)法求解后，其對(duì)偶問題為

其中ai為進(jìn)行拉格朗日乘數(shù)法運(yùn)算時(shí)引入的乘子.

由最大化函數(shù)可知支持向量單因變量線性回歸函數(shù)為

其中，ai和只有小部分不為0，其對(duì)應(yīng)的樣本為支持向量.

對(duì)于非線性問題，SVM 使用非線性轉(zhuǎn)換將原問題映射到更高維空間中的線性問題進(jìn)行求解.在高維特征空間中，將核函數(shù)K ( xi，xj)替換為線性問題的內(nèi)積運(yùn)算.此時(shí)，式(10)、(11)、(12)變?yōu)?

由最大化函數(shù)可知支持向量單因變量線性回歸函數(shù)為

2 實(shí)驗(yàn)結(jié)果與討論

2.1 PLS 模型成分的提取

從工廠獲得的240 組數(shù)據(jù)隨機(jī)分為180 組訓(xùn)練集和60 組測試集.為確定成分個(gè)數(shù)A，使用交叉有效性法則.

式中:yi為實(shí)際值;A(-i)為樣本點(diǎn)i 在使用除樣本i后剩余樣本提取A 個(gè)成分建立的回歸方程的擬合值(A-1)i為樣本點(diǎn)i 在使用所有樣本提取A -1 個(gè)成分建立的回歸方程的擬合值.

交叉有效性測量成分th對(duì)單因變量偏最小二乘法模型精度的邊際貢獻(xiàn)有如下條件:

增加成分th，可以明顯改善模型.

使用訓(xùn)練集進(jìn)行建模，根據(jù)交叉有效性法則，當(dāng)提取第3 個(gè)成分后QA2 ＜0.097 5，因此文中選擇前兩個(gè)組分t1、t2.

2.2 SVM 核函數(shù)的選擇

使用SVM 建模時(shí)需要確定最佳的核函數(shù)［13］.常用SVM 的核函數(shù)有:線性核函數(shù)、多項(xiàng)式核函數(shù)、徑向基核函數(shù)、Sigmoid 核函數(shù).分別使用不同的核函數(shù)測試模型，采用均方根誤差(RMSE)［14］來衡量模型預(yù)測值和實(shí)際值的誤差，再引入預(yù)測值與測量值的皮爾遜相關(guān)常數(shù)r［15］來評(píng)價(jià)預(yù)測值與實(shí)際值的變化趨勢，r 絕對(duì)值越接近1，表明預(yù)測值與實(shí)際值的變化趨勢越一致，見式(17)、(18):

式中，yact、act分別為抗張強(qiáng)度實(shí)際值和實(shí)際值的平均值分別為抗張強(qiáng)度預(yù)測值和預(yù)測值的平均值.

選用不同的核函數(shù)分別對(duì)訓(xùn)練集通過SVM 建模，用模型對(duì)測試集進(jìn)行預(yù)測，得到的數(shù)據(jù)見表2.

表2 SVM 不同核函數(shù)預(yù)測精度對(duì)比Table 2 SVM predicting accuracy comparison among different kernel type

由表2 可知，使用線性核函數(shù)的模型預(yù)測值與實(shí)際值的相關(guān)系數(shù)最高，且均方根誤差最低，因此使用線性核函數(shù)進(jìn)行建模效果最佳.

2.3 PLS 與SVM 精度對(duì)比

用訓(xùn)練集建立偏最小二乘回歸與支持向量機(jī)模型后，使用測試集進(jìn)行驗(yàn)證.采用均方根誤差、皮爾遜相關(guān)系數(shù)進(jìn)行精度分析.

經(jīng)Matlab 偏最小二乘預(yù)測與支持向量機(jī)預(yù)測，可得其RMSE 分別為338 和307 N/m，皮爾遜相關(guān)系數(shù)分別為0.909 和0.918，由此可知，SVM 模型的均方根誤差與最大相對(duì)誤差更小，相關(guān)系數(shù)更大.由圖1可以看出，訓(xùn)練集中，使用PLS 和SVM 模型的預(yù)測值與45°線接近程度較好，其中PLS 模型的預(yù)測值較SVM 模型的預(yù)測值而言更加分散.因此，SVM 模型的預(yù)測精度要高于PLS 模型.

2.4 模型的簡化

在實(shí)際生產(chǎn)中，一些依據(jù)機(jī)理分析選取的操作參數(shù)由于生產(chǎn)設(shè)備可調(diào)控性限制與抗張強(qiáng)度的相關(guān)系數(shù)很低.這些參數(shù)對(duì)模型預(yù)測值的結(jié)果影響小并且可能對(duì)模型精度存在一定的干擾，此外，大量的模型參數(shù)會(huì)延長程序計(jì)算獲得預(yù)測值的時(shí)間.因此，文中將使用篩選相關(guān)系數(shù)的方法對(duì)模型參數(shù)進(jìn)行刪減，以考察簡化模型的應(yīng)用性.

圖1 SVM 模型與PLS 模型抗張強(qiáng)度的預(yù)測Fig.1 Tensile strength prediction based on SVM model and PLS model

使用Matlab 計(jì)算出所有模型參數(shù)與抗張強(qiáng)度的相關(guān)系數(shù)后，將其中與抗張強(qiáng)度弱相關(guān)［16］0.300)的參數(shù)剔除后得到的操作參數(shù)見表3，根據(jù)這些參數(shù)建立PLS 和SVM 簡化模型，其對(duì)應(yīng)所得的RMSE 分別為348 和321 N/m，皮爾遜相關(guān)系數(shù)分別為0.899 和0.909;預(yù)測值和測量值的對(duì)比如圖2 所示.

表3 簡化后的模型參數(shù)Table 3 Reduced model parameters

圖2 SVM 簡化模型與PLS 簡化模型抗張強(qiáng)度的預(yù)測Fig.2 Tensile strength prediction based on simplified SVM model and simplified PLS model

綜合上述分析可知，簡化后的PLS 和SVM 模型RMSE 值較簡化前分別下降了10 和14 N/m，兩個(gè)模型的RMSE 降低幅度均在5%之內(nèi);兩個(gè)簡化模型的相關(guān)系數(shù)下降也均在0.01 以內(nèi).

2.5 紙張抗張強(qiáng)度最優(yōu)模型

使用模型對(duì)生產(chǎn)現(xiàn)場進(jìn)行指導(dǎo)時(shí)，往往有大量的數(shù)據(jù)需要處理.分別使用60 組數(shù)據(jù)通過SVM 模型以及簡化SVM 模型進(jìn)行預(yù)測，耗時(shí)分別為2.183和2.060 s.由此可知，簡化后的SVM 模型平均耗時(shí)比原SVM 模型縮短了約5%，同時(shí)簡化后模型精度變化不大，原SVM 模型精度為0.918，簡化后的SVM模型為0.909，但簡化模型參數(shù)由30 個(gè)減至18 個(gè)，減少了40%的參數(shù)對(duì)生產(chǎn)的指導(dǎo)效果較原模型而言有了較大的提升.綜上所述，簡化的SVM 模型更適用于現(xiàn)場預(yù)測.

3 結(jié)語

(1)偏最小二乘法和支持向量機(jī)模型的測試值與預(yù)測值的皮爾遜相關(guān)系數(shù)均達(dá)到0.9，表明這些模型均可以對(duì)紙張抗張強(qiáng)度建模.偏最小二乘法模型簡化前后的RMSE 分別為338、348 N/m;支持向量機(jī)模型簡化前后的RMSE 則分別為307、321 N/m.比較而言，SVM 簡化模型更適合該廠紙張抗張強(qiáng)度的預(yù)測.

(2)模型簡化后參數(shù)減少40%，簡化的支持向量機(jī)模型預(yù)測用時(shí)最短，為2.060 s.由于所選取的因素均可在生產(chǎn)現(xiàn)場獲取和調(diào)節(jié)，與現(xiàn)有的基于Page 原理、Shear-lag 原理及神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)等建立的模型相比，對(duì)現(xiàn)場生產(chǎn)的指導(dǎo)性更高.在現(xiàn)場需要處理大量數(shù)據(jù)，簡化的支持向量機(jī)模型預(yù)測速度最快，且精度較高，因此更適用于現(xiàn)場預(yù)測.

抗張強(qiáng)度的支持向量機(jī)法預(yù)測為有效控制產(chǎn)品質(zhì)量提供了理論基礎(chǔ).使用支持向量機(jī)法在線預(yù)測抗張強(qiáng)度，可以降低以往調(diào)節(jié)方式的滯后性，從而達(dá)到在線控制的目的.但由于不同造紙廠的設(shè)備型號(hào)以及生產(chǎn)紙種、規(guī)格不同，文中所獲得的模型的應(yīng)用具有一定的針對(duì)性.為獲得應(yīng)用性更廣且具有較高精度的紙張抗張強(qiáng)度模型，可嘗試從不同紙廠獲取樣本進(jìn)行建模.同時(shí)模型誤差有待改良，造成模型誤差的原因有:采集的樣本數(shù)較少，采集數(shù)據(jù)存在時(shí)間差等.而且文中使用統(tǒng)計(jì)分析方法，對(duì)選取數(shù)據(jù)依賴性較強(qiáng)，對(duì)此問題的解決有待進(jìn)一步研究.

［1］Scott W.Potential application of predictive tensile strength models in paper manufacture(Part Ⅱ):integration of a tensile strength model with a dynamic paper machine material balance simulation［C］∥TAPPI Papermakers Conference Proceedings.Atlanta:GA TAPPI Press，2001.

［2］Page D H.A theory for the tensile strength of paper［J］.TAPPI Journal，1969，52(4):674-679.

［3］Anson S J I'，Karademir A，Sampson W W.Specific contact area and the tensile strength of paper ［J］.Appita Journal，2006，59(4):297.

［4］陶勁松，劉煥彬，陳小泉，等.紙頁水分含量對(duì)纖維相對(duì)結(jié)合面積和剪切抗張強(qiáng)度的影響［J］.造紙科學(xué)與技術(shù)，2007，26(2):1-5.Tao Jin-song，Liu Huan-bin，Chen Xiao-quan，et al.Effect of sheet moisture content on fiber relative bonded area and shear tensile strength［J］.Paper Science ＆ Technology，2007，26(2):1-5.

［5］De Ruyo A，F(xiàn)ellers C.Paper structure and properties［J］.Marcel Dekker，1986，24(6):67.

［6］Axelsson A.Fibre based models for predicting tensile strength of paper［D］.Finland:Lule? University of Technology，2009.

［7］王寶玉.木漿纖維表面化學(xué)特性與紙頁強(qiáng)度關(guān)系的研究［D］.廣州:華南理工大學(xué)輕工與食品學(xué)院，2011.

［8］Navita，Kumar Ra.Articficial neural network modeling for tensile strength of paper in paper manufacturing process international［J］.Information Technology and Knowledge Management，2011，4(2):409-412.

［9］Wold S，Ruhe A，Wold H，et al.The collinearity problem in linear regression.the partial least squares(PLS)approach to generalized inverses［J］.SIAM Journal on Scientific and Statistical Computing，1984，5(3):735-743.

［10］Vapnik V.The nature of statistical learning theory［M］.New York:Springer，2000.

［11］王惠文.偏最小二乘回歸方法原理及其應(yīng)用［M］.北京:國防工業(yè)出版社，2000:123-202.

［12］Smola A J，Sch?lkopf B.A tutorial on support vector regression［J］.Statistics and Computing，2004，14(3):199-222.

［13］王睿.關(guān)于支持向量機(jī)參數(shù)選擇方法分析［J］.重慶師范大學(xué)學(xué)報(bào):自然科學(xué)版，2007，24(2):36-38.Wang Rui.Method analyze about support vector machine's parameter［J］.Journal of Chongqing Normal University:Natural Science Edition，2007，24(2):36-38.

［14］Chai T，Draxler R R.Root mean square error(RMSE)or mean absolute error(MAE)?［J］.Geoscientific Model Development Discussions，2014，7(1):1525-1534.

［15］Adler J，Parmryd.Quantifying colocalization by correlation:the Pearson correlation coefficient is superior to the Mander's overlap coefficient［J］.Cytometry Part A，2010，77(8):733-742.

［16］Buda A，Jarynowski A.Life time of correlations and its applications［M］.Poland:Andrzej Buda Wydawnictwo NiezaleL'L'ne，2010.