Добавил:

ivanov666 Опубликованный материал нарушает ваши авторские права? Сообщите нам.

Вуз:

Башкирский Государственный Аграрный Университет

Предмет:

[НЕСОРТИРОВАННОЕ]

Файл:

книги из ГПНТБ / Вишнякова А.А. Фосфорные удобрения из каратауских, гулиобских и других фосфоритов

.pdf

Скачиваний:

Добавлен:

25.10.2023

Размер:

12.84 Mб

Скачать

☆

<<< < Предыдущая 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 1920 / 2420 21 22 23 24 > Следующая >>>

Y\ — рН среды

(удобрения)

в конце

процесса;

У2

— соотношение Ж : Т, % жидкой

фазы;

— степень гидролиза

полиформ

Р2О5 в ортоформу, %;

— Р 2 0 5 орто-/Р 2 05

общ., 7о;

У5

— Р2О5 поли - /Р 2 0 5

общ., %;

Y& — удельный

вес жидкой

фазы

при 20°С (d2 o),

г/см3;

— динамическая вязкость жидкой

фазы при 20°С

(ті2о), спз.

Поверхностный

анализ

показывает,

что в зависимости от раз

личных

комбинаций

уровней

варьирования

факторов

выходные

параметры меняются

следующим образом:

рН — от 5,41 до 8,2; Ж : Т — от 42 до 100%;

степень

гидроли

з а — о т

15,42 до

53,2%;

Р 2 0 5

орто-/Р2 05

общ. — от

56,19 до

75,68%;

Р 2 0 5 ПОЛИ-/Р2О5

общ.—от

24,18 до 43,84;

d 2 0 — от 1,28 до

1,4 г/см3;

т]2о — от 11,89 до 42,14 спз, т. е. можно

заранее предпо

ложить, что в данном

процессе влияние факторов

существенно.

Номер опытав матрице	Р а 0 5 о р т о - / Р а 0 5		общ.,	Р 0 О 5 п о л н - / Р г 0 5 о б щ . ,
Номер опытав матрице	} '4.1	^4.2		У5.Л	У5.2	уъ
					%
і
1 .	56,74	56,87	56,79	43,29	43,13	43,21
2	56,95	56,60	56,77	43,06	43,40	43,23
3	77,16	74,19	75,68	22,84	25,82	24,33
4	62,98	64,58	63,78	37,02	35,43	36,22
5	61,06	58,92	59,99	38,95	41,09	40,02
6	61,23	58,79	60,01	38,78	41,22	40,00
7	74,79	73,71	74,25	25,23	26,29	25,76
8	68,74	70,26	69,50	31,26	29,72	30,49
9	58,53	59,51	59,02	41,47	40,52	40,99
10	62,12	58,92	60,52	37,89	41,09	39,49
11	54,17	58,21	56,19	45,84	41,79	43,81
12	64,25	63,11	63,68	35,76	36,90	36,33
13	68,39	69,37	68,88	31,62	30,64	31,13
14	69,34	70,34	69,84	30,66	29,66	30,16
15	63,28	62,80	63,04	36,73	37,21	36,97
16	60,59	61,49	61,04	39,42	38,51	38,96

Т а б л и ц.а 50

d зо. г / с « 3		ТЫ, СПЗ-
У&.2 уо	Утл	Ут.\	уч

1,380 1,376 1,378 32,60 30,00 31,00

1,330 1,290 1,310 16,13 14,53 15,33

1,310 1,250 1,280 12,97 10,81 11,89

1,410 1,404 1,407 23,80 24,50 24,15

1,405 1,395 1,400 39,18 34,04 36,61

1,380 1,360 1,370 23,60 20,80 22,20

1,341 1,321 1,331 32,75 25,33 29,04

1,380 1,340 1,360 24,36 16,20 20,28

1,381 1,383 1,382 31,68 33,68 32,68

1,383 1,391 1,387 33,53 39,37 36,45

1,405 1,389 1,397 44,46 34,70 39,58

1,330 1,290 1,310 17,30 13,92 15,61

1,391 1,409 1,400 43,31 40,97 42,14

1,384 1,378 1,381 32,99 29,31 31,15

1,355 1,357 1,356 21,78 20,02 20,90

1,400 1,380 1,390 35,30 31,18 33,24

Регрессионный анализ. Расчет коэффициентов регрессии bl про водился исходя из формулы

Ь, = и-=^

(VIII.3)

где Yu — значение того или другого параметра; N— количество опытов в плане, равное 16.

Сводные результаты подсчета значимых и незначимых коэф фициентов регрессии, для всех выходных параметров, приведены в табл. 51.

Значимость коэффициентов регрессии определялась по критефию Стюдента t. Значимы те коэффициенты, для которых справед ливо условие.

b t > ° [ t l ] - t .

(VIII.4)

Как видно, для того чтобы определить вышеприведенное произ ведение, нужно сначала вычислить дисперсию в определении коэф-

Т а б л и ц а 51

(U СЭ X a S о. ° 3 ! :

ТС"

			У,		у,							У,
	6,47		85,23		31,09		63,69		36,32	і ,3700		27,69
Ьх	0,03*	-	1,39	-	0,48*	-	1,22		1,22	0,0067*		0,73*
Ь,	0,43		1.08		2,04		1,75	-	1,75	0,0183	-	4,36
Ь~а	0,13	-11,66			7,46		4,02	-	4,02	-0,024	-	4,37
Ь~а	0,11	-	2,64		3,86		1,55	-	1,55	0,0008*	-	3,10
К	0,11	-	2,64		3,86		1,55	-	1,55	0,0008*	-	3,10
Ьь	0,13	-	5,08		3,17		0,91	-	0,91	-0,0104	-	3 , 8 1
Ьп	0,21		5,83		0,59*		0,64	-	0,64	-0,0024*		0,31*
*13	- 0,2 8		1,70	-	3,59	-	2,00		2,00	0,0088		0,64*
Ьи	0,13		0,98		0,55*	-	0,62		0,62	-0,0034*	-	1,14*
*15	- 0,02*	-	8,39	-	1,24*	-	1,81	-	1,81	-0,0012*	-	0,98*
Ь-23	- 0,11	-	2,02		2,34		1,17	-	1,17	0,0087		2,99
b,t	—0,15	-	5,28	-	1,98	-	0,95		0,95	0,0004*	-	1,72
	- 0,02*		4,08	-	0,23*	-	0,54	-	0,54	0,0017	-	0,69*
	0,20		0,45*1	-	0,45*	-	0,26*	-	0,26*	0,0024*		0,86*
	0,12	-	1,91		1,60	-	0,44*	-	0,44*	-0,0103	-	0,35*
	- 0,0 5		3.10		3,30	-	1,09	-	1,09	-0,0011*	-	1,12

* Незначимые коэффициенты.

фициентов	регрессии	^	j , которая				связана	в свою очередь с
дисперсией	опытов	O"J_J	соотношением
			„ 2		_	а-*		(VIII.5)
			„ 2	}	_	Iу)	•	(VIII.5)
			{ »i	}		N	•
Дисперсию опытов рассчитывали							исходя	из отношения
		{ 7 }				N'(n-1)		(VIII.6)
		{ 7 }				N'(n-1)

где Yu	— значение	параметров в г'-й строке матрицы;
Ув	— среднее	значение	параметра;	N' — число строк, рав
	ное 32; п — число		повторных	опытов, равное 2.

В	табл:	52 собраны		все статистические	характеристики
а2	а2Ь( } ,	} ,	а (	^ } . * ) , рассчитанные	для всех пара

метров У„•

Таким образом, на основании ^-критерия была определена зна чимость тех или иных коэффициентов регрессии для интересующих нас выходных параметров и найдены регрессионные уравнения

Т а б л и ц а 52

Статистическая оценка коэффициентов и уравнений регрессии

Показатель

"Л і

я { " і )

•*(0,05; 16)

t 2 7 1 ]

V i г '

Л	Л	Л	Л	Л	Л	Л
	У,	>'3		У*	У.	Уі
0,0077	1,599	5,75	0,8988	0,8967	0,000'655 5,5215
0,000481	0,0999	0,359	0,05618	0,05604 0,0000103		0,3451
0,022	0,3161	0,599	0,2371	0,2367	0,0033	0,587
2,12	2,12	2,12	2,12	2,12	2,12	2,12
0,047	0,67	1,27	0,503	0,502	0,0070	1,24

к			12	14	9	13	13	6	6
SR			0,0522	5,6639	46,843	5,6286	5.6415	0,002062	94,4280
fR	=		N-(K+\) 3	1	6	2	2	9	9
<j2			0,0174	5,6639	7,80	2,8143	2,8207	0,0002291 10,492
°	R		0,0174	5,6639	7,80	2,8143	2,8207	0,0002291 10,492
°	R		2,26	3,54	1,355	4,14	3,14	1,384	1,90
J	эксп		2,26	3,54	1,355	4,14	3,14	1,384	1,90
^0,05'		fR	3,24	4,49	2,74	3,63	3,63	2,54	2,54
^0,05'		fR	Адекват. Адек		Адекват. Адекват. Адекват. Адекват. Адек
			Адекват. Адек		Адекват. Адекват. Адекват. Адекват. Адек
				ват.					ват.

первого порядка, однозначно определяющие зависимость соответ

ствующего		параметра	(рН, Ж : Т, степень				гидролиза,		состав и
свойства удобрения)			от факторов (Fe2 03, SO3, Mg( Си, Zn) и их
взаимодействий. Уравнения				регрессии	приведены в табл. 53.
Статистическая проверка				адекватности			представления		резуль
татов	данными моделями проводилась по критерию							Фишера		(F).
Д л я	этого	вычисляли так называемую				остаточную		сумму		квад
ратов [SR^		по уравнению
			S* =	V- IЛ	-	\ 2	•		(VIH.7)
				-b{Yu-Y.)
	Л
где	Уи — значение		выходного параметра,				предсказанного			мо
	делью; Уи — экспериментальные						значения	параметров.

13-102

193

Затем определяли остаточную дисперсию (дисперсию адекват ности) 5 р :

S2R = -f при fR = N-(K + \),

(VI1I.8)

где К — число значимых коэффициентов регрессии в модели. Дис персию адекватности сравнивали с дисперсией опыта и получили значения экспериментального критерия Фишера .Рэксп

			9		(VI1I.9)
		р	эксп		(VI1I.9)
		эксп	„1
который	сопоставлялся	с	V )	критерием	Фишера
который	сопоставлялся	с	табличным	критерием	Фишера
FP = 0.95, fR [271]. Если		выполнялось условие Рэксп < Fra6n,				то
модель	считалась адекватной.			Т	а б л н ц а 53.
				Т	а б л н ц а 53.

Номер урав нения

Выходной

параметр

Уравнение регрессии

р н

У, =

6,47 — 0,43*, +

0, ІЗЛГз +

О.ПЛ, +

0,13А', + .

0,21А',*, - 0,28А',*3

+• 0,13*,*, - 0 , 1 1 * , * 3 ~

0, I5X,* , +

0,20Л3Л'.,

+ 0,12Л 3 Л 5 -

0,05*4*s

Соотношение

Ко =

85,23 — 1,39Л', +

1,08Л'., -

11,66Л3

- 2,64*, —

Ж : Т ,

5,08Л3 -- 5,83*!*., +

1,70*,*3

+ 0,98*,*,

8,39*i* 5

2,02Х,Л3

- 5,28*,*, + 4,08*,*6

1,91 * 3 * 5

3,10Х\Х5

Степень

У3 = 31,09 +

2.04Л., +

7,46Л3 + 3.86Л., + 3,17*,

гидролиза, %

3,59Х..Л'3

1,98*,*, + 1,60*3 *6 +

3,30* 4 * s

Р 2 0 5

орто-

Г., =

63,69 -

1,22*! +

1,75*, + 4,02Л'3 + 1,55Л, +

Р , 0 5

общ. '

'°

0,91Л'5 +

0,64*,Л',

— 2,0бЛ,А'3

- 0,62*!*,

1,81*,*5 +1,17A's *3-0,95*: ; *4

+ 0,54* 3 * 5 +l,09* 4 * 5

Р , 0 5

поли-

К5

36,32 +

1,92*1 -

1,75*, -

4,02*з - 1,55*,

Р А

общ. •

— 0,91*5 -

0,64*,*, +

2 , 0 б * , * 3

+ 0,62*,*,

1,81*i*5

— 1.17*>*з + 0,95*,*., - 0,54*,*,

- 1 , 0 9 Л 4 * 5

Удельный вес

К0

1,37 + 0,0183*, -

0,024*з-0,0104*5+0,0088*іЛ'3 -Ь

d-2o, г/см3

0,0087*,*3

- 0,0103Л'3 *5

Динамичес

К7

27,69 +

4,36*, -

4,37*з — 3,10*, -

3,81*5

кая вязкость

2 , 9 9 * 2 * з - 1 , 7 2 Л а * 4

Т), спз

Как видно из данных табл. 52, все

математические

модели

адекватно

описывают данный процесс. Из табл. 51 и 53 видно, что

уравнения У4 и Ys, как и следовало ожидать,

взаимно дополняют


друг	друга	(одинаковые		коэффициенты		регрессии,		ио противо
положные		по знаку),	что	вытекает из сущности связи				Р2О5 орто- +
-I-P2O5 поли = Р20 5 общ.						на процесс		получения,
Влияние примесей			и микроэлементов
состав и свойства жидких аммиачно-полифосфатных								удобрений.
Мы	показали, что		найденные		математические		модели У\-7 =
=/{Xb	Xtj)	адекватно	описывают		процесс	получения	удобрений с

микроэлементами. Адекватность регрессионных уравнений дает нам

право приступить к детальному анализу их с тем, чтобы

извлечь

из них информацию о влиянии того или другого

фактора

на тот

или иной параметр оптимизации процесса получения

удобрений,

состава и физико-химических свойств его.

П о л у ч е н и е

у д о б р е н и я .

Параметрами процесса

являются

У,, У2 и

Уз, т. е. рН жидкого

удобрения,

соотношение

жидкой

твердой

фаз и степень гидролиза

полиформ Р2О5

в ортоформу

процессе

получения. Анализ

регрессионных

уравнений

1, 2 и

(см. табл. 53) позволяет утверждать следующее:

степень нейтрализации

удобрения

зависит

прежде

всего

от

добавки

серной

кислоты,

причем

с увеличением

ее

рН

умень

шается. Примесь РегОз на рН не влияет. Добавка Mg, Си, Zn уве личивает рН. Для рН существенными оказались следующие взаи

модействия: Х\Х3, Х\Х2,	Х3Х4, Х2Х4,	Х1Х4, Х$Х5, Х2Х3 и Х4Х5, т. е.
F 2 0 3 — Mg, Fe2 03 —S03 ,	Mg—Cu,	S0 3 — Си, Fe 2 0 3 — Си, Mg—Zn

в ряду постепенного уменьшения степени влияния соответственно; на процесс образования твердой фазы в удобрении (соотноше ние Ж : Т) влияет прежде всего добавка (содержание) Mg, причем увеличение ее приводит к повышению количества твердой фазы. Аналогичное действие оказывают и содержание Zn, Си, F2O3, но влияние их на Ж : Т намного меньше. На процесс выпадения твер дой фазы больше, чем отдельные факторы Хи Х2, Х4 и Х5 влияет взаимодействие Х[ • Х5, т. е. Fe203—Zn, причем оно имеет отрица тельный знак, т. е. увеличение одного с одновременным уменьше нием другого ведет к снижению количества твердой фазы. Добавка серной кислоты положительно сказывается на процессе, уменьшая количество твердой фазы. Статистически значимыми, на уровне влияния отдельных факторов, оказались взаимодействия: Fe203— S03 , S0 3 — Си, S03 —Zn, Cu-Zn, S03 —Mg, Mg—Zn, Fe2 03 —Mg, Fe 2 0 3 — Си в ряду постеленного уменьшения степени влияния соот

ветственно; гидролиз полифосфатов в процессе получения удобрения уве


личивается добавкой примесей и микроэлементов Mg,						Си, Zn, SO3
в ряду	уменьшения степени	влияния.	Примесь Fe 2 0 3			на	степень
превращения полиформ Р2О5 в ортоформу				не влияет. Из			взаимо
действий факторов существенными для данного параметра							оказа
лись	следующие: Fe2 03 —Mg, Си—Zn,			S03 —Mg,		SO3—Mg,
S03 —Си, Mg—Zn.		Параметрами		состава	жидкого удоб
С о с т а в у д о б р е н и я .
рения	служили соотношения Р2О5		ОРТО-/Р2О5		общ.		(У4 ) и

РаО-5 ПОЛИ-/Р2О5 общ. (У5). Поскольку эти два. параметра связаны друг с другом соотношением У4-г-У5 =100%, то регрессионные уравнения 4 и 5 (см. табл. 53), по существу, дополняют друг дру га, что наглядно видно, если сравнить соответствующие коэф фициенты регрессии. Они равны друг другу и обладают противо положным знаком. Поэтому вполне достаточно извлечь информа

цию из: одного уравнения		5.
Анализ	регрессионного	уравнения 5		позволяет	заключить,	что
количество-	полифосфатов в		жидком	аммиачно-полифосфатном
удобрении	повышается с	увеличением		количества добавки Fe203
и. уменьшается с. повышением			содержания прежде		всего Mg,	S03 ,

Си, Zn. Таким образом, если серная кислота при получении ПФК увеличивала количество полиформ Р2О5 в них [156], то в процессе переработки ПФК серная кислота оказывает отрицательное дейст вие на содержание полифосфатов в удобрении, увеличивая степень их гидролиза. Из взаимодействий существенными в данном случае

оказались: Fe2 03 —Mg, Fe2 03 —Zn,		S03 —Mg,	Cu—Zn,	S03 —Cu,
Fe2 03 —S03 , Fe2 03 —Cu, Mg—Zn.
Для P2O5 орто-/Р2 05 общ.,	естественно, наблюдается			противо
положная! картина.
В целом состав удобрений	(по	содержанию	полиформ		P2Os)
тесно связан со степенью гидролиза: чем она больше, тем					меньше
содержание полифосфатов в удобрениях и наоборот.
Ф и з и к о - х и м и ч е с к и е	с в о й с т в а у д о б р е н и я .				Пара

метрами физико-химических свойств удобрения служили удельный

вес (Уб) и вязкость	(У7) прозрачной части		жидких		сложных		удоб
рений при 20°С.
Как видно из уравнений регрессии 6 и 7 (см.				табл. 53),			основ
ным компонентом	(фактором),	влияющим	как	на	удельный вес,
так и на вязкость удобрений, является H2SO4 (причем добавка ее
повышает как удельный вес, так и вязкость жидкой					фазы)	далее—
Mg' и Zn, увеличение которых		вызывает	уменьшение d			и т\. На
вязкость заметно влияет также добавка Си, с увеличением						которой
т] уменьшается.
Из парных взаимодействий		существенными для			удельного веса

оказались Mg—Zn, Fe2 C>3—Mg, SO3—Mg, а для вязкости — S03 — Mg, S03 —Cu.

Отметим, что уравнения регрессии 6—7, строго взятые, не отра

жают реальную картину	изменения		физико-химических		свойств
удобрения под действием указанных факторов,				поскольку удель
ный вес и вязкость определялись		в	осветленной	части	жидкого
удобрения.
Если учесть, что соотношение		Ж : Т в восьми		опытах	плана
(матрицы) менялось, то	уравнения		регрессии	6 и 7 отражают

зависимость d и г) не только от факторов, но и от Ж : Т, поскольку

они выведены на основании данных всех 16 опытов	плана, т. е.
как опытов с выпадением твердой фазы, так и тех, где	образования
кристаллов не происходило.

Таким образом, уравнения 6 и 7 являются функциями парамет ров d и т) как от факторов, так и от параметра У2, т. е. от Ж : Т:

Ys~f(Xi>

xip

^2); У 7 — / ( ^ / '

Чтобы установить «чистую» связь между физико-химическими свойствами удобрения и факторами Xt, надо было бы воспользо ваться только опытами, где не происходило выпадение твердой фазы, однако это неосуществимо, поскольку план для восьми опы тов не ортогонален.

В принципе сведения о связи физико-химических свойств удоб


рения	с факторами		Xt, Х1}	можно получить, если			воспользовать
ся найденной уже связью У6 _7 = f(Xt,					Xtj,	F2.) и связью			К 6 _ 7 =
= / ( У 2 ) . Такой		подход требует определения				связи		между	физи
ко-химическими		свойствами		и отношением Ж:Т .
Установление связи между выходными параметрами. Корреля
ционный анализ. Выше мы установили зависимости								тех или дру
гих параметров		от исходных		факторов — примесей			и микроэлемен
тов.	Представляет		интерес	установление		связи		отдельных
выходных параметров между собой. Для этой						цели		воспользуемся
корреляционным		анализом.
Корреляционная			связь между двумя		переменными величинами
}'i и У2 заключается			в том, что при задании одной				из них устанав
ливается не одно точное значение, а вероятности							различных зна
чений другой. Она является				промежуточной		между точной			зави
симостью, даваемой			функциональной связью,			и совершенной			неза

висимостью переменных. Наиболее важным показателем корреляционной связи служит коэффициент корреляции г, характе

ризующий степень линейной связанности Y\ и Y2

[271, 301].

от — 1

Коэффициент

корреляции

может

достигать

значений

до +

1. При +

1 имеет

место строго

линейная

связь, причем с

увеличением

Уі растет и Уг-

Если г = — 1,

то связь

также

строго

линейна, но с ростом одной из величин вторая уменьшается. В

случае

/• = 0 между

У| и У2 линейной

корреляционной

связи не суще

ствует, У| и Y2 считают

некоррелированными.

Чем

ближе г ле

жит

к +

1, тем строже

наблюдается линейная связь.

Коэффициент корреляции выражается формулой

-YXY2

(VIII. Ю)

• Ґ

где

oK1 =

l / 2 ^ _ 7 » f

ау2

- Т

- средние

квад-

ратичные

отклонения;

У", и

К2

— средние

арифметические

значе

ния;

N — число ^измерений.

Нами произведен подсчет парных коэффициентов

корреляции

для комбинации параметров, у которых предполагалось

наличие

корреляционной

связи.

Статистическую значимость найденных парных коэффициентов

корреляции

( Г о к с п ) проверяли путем сопоставления

их со значе

нием г(Р, f),

взятым из [271] при степенях

свободы f=N—2.

Связь

существует,

если

Для

Р = о,95

и / = 1 4

г ( Р /

) = 0,5.

Из

(VIII.11)

следует,

что

статистически

значимы

r Y Y

—

= —0,76 и,

следовательно,

rf20

увеличивается с уменьшением рН;

r Y Y

=—0,55 и, следовательно,

Ї ], 0

увеличивается

уменьшени

d20

ем рН;

г г к = + 0 , 5 2

увеличением

r Y Y

у}20

Ж:Т;

0,54

увеличением

г у у —

Ж:Т;

0,94

Р 2

0 5

орто-"

увеличением

ryty

степени гидролиза;

^20 увеличивается

увеличени

На

этом

основании

получены

уравнения,

ем

d2o.

устанавливающие

корреляционные

линейные

связи:

Y6=

1,622-0,0397 Кг

(VIII.12)

d2o

1,622-0,0397 рН

Г7

73,80 - 7,126 r t

(VIII.13)

т]2 0

= 73,80 -

7,126 рН

Уе-~У6

г},уе-^(Г2-У2)

Г в

1,279 +

0,001

У2

(VIII.14)

d20

= 1,279 + 0,001

Ж: Т

^7 ~ ^ 7 =

ГУ,У7

2 ~

^2)

(VIII.15)

= 5,575 + 0,259 Y2

T J 2

= 5,575 + 0,259 Ж: Т

			К4 = 48,114 + 0,501 У.3						\;	(VIII.16)

Р 0 0 .	о р т о -	• 100 = 48,114 +0,501 -степень гидролиза
		Г 7 -		Y.	У.У,	о >	Г	6	'б)
				7						(VIII.17)
			к.7 =		257,08 +		208,6 К6

					257,08 +		208,6^2 0
Как	видим, самыми			существенными оказались корреляционные
связи между		составом		и степенью		гидролиза			(У-іУз). вязкостью и
удельным весом (Y6Y5),				удельным		весом		и рН (Кб У і), а на грани
статистической значимости — связи							физико-химических			свойств
с рН и Ж : Т		(Y5Y2,	Y6Y2, У6		У,)-			перемена в факторах вле
Из	изложенного		вытекает, что любая

чет за собой резкое изменение нескольких выходных параметров, процесса одновременно, причем наблюдаются случаи, когда опти

мизация одного (Ж : Т)	сопровождается минимизацией		другого
(рН), не менее важного	для процесса	параметра. Из этих сообра
жений дальнейших попыток оптимизации какого-либо			параметра
мы не делали, ограничиваясь только		математическим	описанием
процесса.

§ 31. К О М П Л Е К С О О Б Р	А З О В А Н И Е В СИСТЕМЕ Ж И Д К И Х
А М М И А Ч Н О - П О Л И Ф О С Ф А Т Н Ы Х	У Д О Б Р Е Н И И С Р А З Л И Ч Н Ы М И

К А Т И О Н А М И

Необходимость изучения комплексообразования в системе жид ких NP-удобрений диктуется, с одной стороны, природой таких удобрений, полученных на основе экстракционной ПФК из фосфо ритов Каратау, и следовательно, содержащих различные примеси металлов (Са, Mg, Fe, А1), с другой — принципиальной возмож ностью сочетания их с микроэлементами (Си, Zn). Совместное при сутствие в удобрении указанных катионов с таким сильным комплексообразующим аддендом, каким является пирофосфатный ион (содержание его достигает 50% от общего количества анионов), несомненно, должно вести к комплексообразованию. На комплексо- -образующую способность пирофосфат-иона неоднократно указы вали многие исследователи [153, 273, 274], и это свойство его нашло практическое приложение в ряде областей. Например, в последнее время пирофосфаты с успехом применяют в качестве секвесторов при получении и очистке экстракционной Н3РО4 и удобрений на ее основе, используя способность их удерживать в растворе различ ные катионы — примеси. В почве же эти ионы снижают сумму

заряженных частиц и осмотическое давление почвенного раствора,, что создает благоприятные условия для питания и развития рас тений.

В литературе [273, 274, 279] имеются многочисленные данные о комплексах различных ионов металлов с пирофосфатами; опреде лены состав, структура этих соединений и рассчитаны их констан ты нестойкости при различных условиях. Так, по Ван Везеру [418], прочность комплексов с пирофосфатами объясняется способностью их образовывать с атомами металлов циклы

0		0	0	0
1		II	I	II
О — Р - 0 — Р — О,			0 - Р - О - Р — о
II		I	II		0
0	/	0	0	/	0
4	/		4	/
	х М е х			ч М е х
			/	\
			0	О
			1	II
			О—Р—0-Р—о.
			оII	Iо

Однако зачастую полученные разными авторами значения кон стант нестойкости плохо согласуются между собой, что объясняет


ся [284] недостаточной		разработкой		теоретической интерпретации
цепных фосфатов и узким диапазоном концентраций						реагирующих
веществ вследствие образования			осадков.
Изучение литературных данных по комплексным						соединениям
пирофосфатных ионов показало, что многие исследователи							совер
шенно не учитывали влияние рН.на состав и свойства						координиру
емого	пирофосфатного	иона,	приписывая ему		только		форму
РгОу4 - .	По последним	литературным		данным,	ион	пирофосфата

в зависимости от рН раствора может быть различно протонизирован [276, 277, 424]. На этом ссновании авторы работы [275] р::ссчг>- тали наибольшую вероятность существования тех или иных форм; пирофосфат-ионов з интервале рН 1 14. Оказалось, что при лю бом значении рН в растворах пирофосфорной кислоты и ее солей находятся все возможные формы их диссоциаций с преобладанием определенных форм.

Присутствие в жидких аммиачно-полифосфатных				удобрениях
иона Н Р О * -	предполагает образование в них комплексных соеди
нений типа	(mMenHP04), но поскольку		комплексообразующая
способность НР0^~ значительно		ниже в сравнении		с пирофосфат-
ионом [273,	426] и образующиеся	комплексы	очень	неустойчивы,

при изучении комплексообразования жидких удобрений с катио нами металлов они в расчет не принимались.

Существующие методы исследования комплексов в растворе можно разбить на три группы [281, 425]:

<<< < Предыдущая 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 1920 / 2420 21 22 23 24 > Следующая >>>

Соседние файлы в папке книги из ГПНТБ