鮮 瑤，李洪軍，賀稚非*，張 璇

(西南大學(xué)食品科學(xué)學(xué)院，重慶 400716)

辣椒醬微波殺菌工藝條件優(yōu)化

鮮 瑤，李洪軍，賀稚非*，張 璇

(西南大學(xué)食品科學(xué)學(xué)院，重慶 400716)

采用響應(yīng)曲面法(RSM)建立辣椒醬微波殺菌的二次多項數(shù)學(xué)模型，驗證模型的有效性，同時利用模型的響應(yīng)面及其等高線對影響微波殺菌關(guān)鍵因素微波功率、溫度、微波殺菌時間及其交互作用進行分析。結(jié)果表明，影響辣椒醬微波殺菌效果的因素順序為功率＞溫度＞時間，優(yōu)化出降低辣椒醬中3.75個數(shù)量級菌落總數(shù)的條件為微波功率960W、溫度85℃、微波殺菌時間8.9min。在此殺菌條件下得到的實驗結(jié)果與模型預(yù)測值一致，說明所建立的模型是切實可行的。

辣椒醬；微波殺菌；響應(yīng)曲面法；優(yōu)化

我國是辣椒生產(chǎn)大國，2000年以來，辣椒總產(chǎn)量達(dá)到3500萬噸，居世界第一[1]，辣椒醬作為一種復(fù)合調(diào)味料，深受廣大消費者喜愛。辣椒醬生產(chǎn)企業(yè)一般通過添加大量的山梨酸鉀、苯甲酸鈉等防腐劑或利用高鹽來控制產(chǎn)品質(zhì)量，而過量的防腐劑、食鹽有害身體健康。傳統(tǒng)的熱殺菌工藝溫度高，處理時間長，嚴(yán)重?fù)p害辣椒醬的風(fēng)味、色澤等感官品質(zhì)，因此，尋求安全高效的殺菌技術(shù)成為辣椒醬生產(chǎn)工藝的研究熱點。

微波是一種新型殺菌技術(shù)，目前常用的頻率主要為2450MHz和915MHz，2450MHz的微波在食品中的穿透力不超過1cm，而915MHz微波在食品中的穿透力可達(dá)3cm[2]，前者主要用于食物的干燥、解凍等，后者常用于殺菌[3]。通常認(rèn)為微波殺菌機理是利用微波輻射的熱效應(yīng)和非熱效應(yīng)產(chǎn)生的協(xié)同增效作用導(dǎo)致細(xì)菌死亡[4]。熱效應(yīng)是指在微波電磁場中，物體極性分子因發(fā)生定向排列而相互摩擦升溫，從而致死微生物；非熱效應(yīng)則是微生物組成蛋白質(zhì)和生理活性物質(zhì)發(fā)生變異從而喪失活力或死亡[5-6]，而至今關(guān)于微波殺菌的熱效應(yīng)之外[7-8]，是否存在非熱效應(yīng)一直存在爭議[9-10]。與熱力殺菌相比，微波殺菌具有加熱時間短、升溫速度快、能耗少、殺菌均勻、食品營養(yǎng)成分和風(fēng)味物質(zhì)破壞和損失少等特點；與化學(xué)殺菌方法相比，其具有無化學(xué)物質(zhì)殘留、安全性較高等優(yōu)點[11]。微波殺菌比傳統(tǒng)熱力殺菌具有優(yōu)勢明顯，但微波加熱的不均勻性仍然是不可忽視的缺陷[12]。目前的微波食品機械還不能有效的避免加熱不均的缺陷，還需從微波場中熱量、能量的產(chǎn)生和傳導(dǎo)機理上尋找解決問題的突破口[13]?，F(xiàn)階段微波主要用于肉、魚豆制品、牛乳、水果及啤酒等的殺菌[14]，而在辣椒醬中的應(yīng)用未見報道。

本研究主要目的是利用響應(yīng)曲面法(RSM)優(yōu)化辣椒醬微波殺菌條件，對微波功率、溫度、微波殺菌時間3個關(guān)鍵因素進行最佳水平的優(yōu)化，以菌落總數(shù)死亡數(shù)量級做為評價指標(biāo)，建立微波殺滅辣椒醬中微生物的二次多項數(shù)學(xué)模型，以期為微波技術(shù)在辣椒醬殺菌中的應(yīng)用提供一定參考。

1 材料與方法

1.1 材料與試劑

無防腐劑添加的辣椒醬[蛋白質(zhì)含量(2.71±0.02)%，脂肪含量(1.62±0.06)%，鹽含量(11.75±0.15)%] 重慶市大足寶頂釀造有限公司；生理鹽水、平板計數(shù)瓊脂(PCA)培養(yǎng)基。

1.2 儀器與設(shè)備

YQ2G-03型實驗用微波殺菌機 南京永青食品高新技術(shù)發(fā)展有限公司；DZ600/2S真空包裝機 上海人民包裝股份有限公司；XW-80A漩渦混合器 上海青浦滬西儀器廠；SWCJ-1F型超凈工作臺 江蘇蘇凈安泰空氣技術(shù)有限公司。

1.3 方法

1.3.1 辣椒醬微波處理

將辣椒醬分裝到高溫蒸煮袋中，裝填系數(shù)為0.5(辣椒醬的凈含量210g/包)，進行真空包裝(真空度為0.09MPa)。微波殺菌機所采用的頻率為915MHz，在托盤兩側(cè)放入加有適量水的燒杯作為負(fù)載，將包裝好的辣椒醬放入托盤中心，按照試驗設(shè)計處理樣品，每組設(shè)計平行處理3次，辣椒醬的溫度可由微波設(shè)備頂部的紅外探頭準(zhǔn)確測定。處理后立即進行菌落計數(shù)，并用未經(jīng)微波處理的辣椒醬作為空白對照。

1.3.2 菌落總數(shù)測定

根據(jù)食品安全國家標(biāo)準(zhǔn)GB 4789.2—2010《食品微生物學(xué)檢驗：菌落總數(shù)測定》進行菌落總數(shù)測定[15]。

1.4 微波殺菌工藝條件優(yōu)化Box-Behnken試驗設(shè)計

表1 試驗因素水平及編碼Table 1 Coded variables and their coded levels in response surface analysis

采用Box-Behnken模型，以微波功率、溫度、微波殺菌時間為主要的考察因素(自變量)，分別以X1、X2、X3表示，并以＋1、0、－1分別代表自變量的高、中、低水平，按方程xi=(Xi－X0)/ΔX對自變量進行編碼。其中，xi為自變量的編碼值，Xi為自變量的真實值，X0為試驗中心點處自變量的真實值，ΔX為自變量的變化步長，因素編碼及水平見表1。

式中：Y為菌落總數(shù)降低的數(shù)量級；N為微波處理后1g辣椒醬中的菌數(shù)總數(shù)；N0為對照組1g辣椒醬中的菌數(shù)總數(shù)。

設(shè)微波處理后辣椒醬中的菌落總數(shù)的死亡數(shù)量級的預(yù)測模型由最小二乘法擬合的二次多項方程：

式(1)中，n=3，則方程(1)可轉(zhuǎn)換為：

式(2)中：Y為預(yù)測響應(yīng)值；B0為常數(shù)項，B1、B2、B3分別為線性系數(shù)，B12、B13、B23分別為交互項系數(shù)，B11、B22、B33分別為二次項系數(shù)。試驗設(shè)計與數(shù)據(jù)處理由Design Expert 7.1.6軟件完成。

1.5 因素貢獻率計算公式[16]

式中：β為因素貢獻率/%；s為總平方和；sj和fj分別為試驗因素j的偏差平方和自由度；se和fe分別為誤差的偏差平方和自由度。

2 結(jié)果與分析

2.1 模型的建立及其顯著性檢驗

表2 辣椒醬微波殺菌工藝響應(yīng)面試驗設(shè)計及其結(jié)果Table 2 Experimental design and corresponding results for response surface analysis

表2列出辣椒醬經(jīng)微波處理后，菌落總數(shù)降低的數(shù)量級的實測值及其預(yù)測值。

利用Design Expert 7.1.6軟件對表2試驗數(shù)據(jù)進行多元回歸擬合，得微波處理辣椒醬后菌落總數(shù)降低的數(shù)量級對自變量微波功率、溫度、微波殺菌時間的二次多項回歸模型方程(4)。對該模型進行方差分析，結(jié)果見表3，模型系數(shù)顯著性檢驗見表4。

表3 回歸模型方差分析Table 3 Analysis of variance of the developed regression model

表4 回歸方程系數(shù)顯著性檢驗Table 4 Significance test of regression coefficients of the developed regression model

由表3可知：F=28.35＞F0.01(9,4)=14.66，P=0.0001＜0.01，表明模型方程(4)極顯著，不同處理間的差異極顯著；F=6.53＜F0.05(9,3)=8.81，失擬項P=0.0507＞0.05，差異不顯著，說明殘差由隨機誤差引起；模型的校正決定系數(shù)R2Adj=0.9390，說明該模型能解釋93.90%的響應(yīng)值變化，僅有總變異的6.10%不能用該模型來解釋；復(fù)相關(guān)系數(shù)為R=0.9865，說明該模型擬合程度良好，試驗誤差小，該模型是合適的，可以用此模型分析和預(yù)測辣椒醬經(jīng)微波處理后菌落總數(shù)降低的數(shù)量級。從表4回歸方程系數(shù)顯著性檢驗可知，模型(4)一次項x1(P＜0.0001)、x2(P＜0.0001)、二次項(P=0.0002)極顯著；一次項x3(P=0.03)、二次項(P=0.02)、(P=0.03)顯著；交互項之間均不顯著。

2.2 主效應(yīng)分析

為判斷各因素的一次項、交互項及二次項對殺菌效果的貢獻率，宜采用因素貢獻率大小來比較，各因素貢獻大小見表5，從表5可知，方程的主導(dǎo)效應(yīng)為微波功率、溫度一次方效應(yīng)及功率的二次方效應(yīng)，3個試驗因素的效應(yīng)影響大小為x1＞x2＞x3。

表5 各因素貢獻率表Table 5 Contribution rates of various factors

2.3 微波作用下辣椒醬中菌落總數(shù)死亡數(shù)量級的響應(yīng)面分析與優(yōu)化

模型(4)的響應(yīng)面及其等高線圖解見圖1、2、3，以降低3.50個數(shù)量級左右為標(biāo)準(zhǔn)來優(yōu)化辣椒醬微波殺菌條件。

圖1 微波功率、溫度及其交互作用對微波殺滅辣椒醬中菌落總數(shù)的響應(yīng)面和等高線圖Fig.1 Response surface plot and its contour plot showing the effects of microwave power, temperature and their mutual interactions on total viable count reduction of chilli sauce after sterilization

圖2 微波功率、微波殺菌時間及其交互作用對微波殺滅辣椒醬中菌落總數(shù)的響應(yīng)面和等高線Fig.2 Response surface plot and its contour plot showing the effects of microwave power, treatment time and their mutual interactions on total viable count reduction of chilli sauce after sterilization

由圖1可知，在微波功率530～960W、溫度78.8～85℃范圍內(nèi)，菌落總數(shù)死亡級為3.50。而且在一定范圍內(nèi)，隨著微波功率的增大、溫度的升高，辣椒醬中的菌落總數(shù)死亡數(shù)量級急劇增加。當(dāng)微波功率為745～840W范圍內(nèi)的某一固定值時，溫度低于83.3～84.4℃，菌落總數(shù)死亡數(shù)量級隨著溫度的升高而增大，而當(dāng)溫度處于84.4～85℃時，菌落總數(shù)死亡數(shù)量級隨著溫度的升高而略微降低；當(dāng)溫度處于83.8～85℃，微波功率低于745～800W時，菌落總數(shù)死亡數(shù)量級隨著微波功率的增大而增大，當(dāng)微波功率處于800～960W時，菌落總數(shù)死亡數(shù)量級就隨著微波功率的增大而略微降低。原因可能是當(dāng)微波功率320～480W、溫度75～80℃時，微波的熱效應(yīng)和非熱效應(yīng)不顯著。Ramaswamy等[17]發(fā)現(xiàn)在亞致死溫度下，微波加熱的非熱效應(yīng)是不顯著的，但是在相同溫度下，微波加速了細(xì)菌的失活。菌落總數(shù)死亡數(shù)量級隨著微波功率變大而增大可能是因為隨著微波功率的增大，電場強度的增強，辣椒醬中的微生物吸收的微波能就越大，加劇了微生物的死亡[18]。而當(dāng)微波功率、溫度處于最佳條件時，菌落總數(shù)的死亡數(shù)量級并不隨微波功率的增大而增大，可能是因為此時微波的熱效應(yīng)占主導(dǎo)作用，非熱效應(yīng)并不顯著。的菌落總數(shù)死亡數(shù)量級急劇增加，而隨著微波殺菌時間的延長，辣椒醬菌落總數(shù)死亡數(shù)量級增大的趨勢不及功率顯著。當(dāng)微波功率為760～850W范圍內(nèi)某一固定值，微波殺菌時間低于8.3～8.7min時，菌落總數(shù)死亡數(shù)量級隨著微波殺菌時間的延長而增大，而微波殺菌時間處于8.7～10min時，菌落總數(shù)死亡數(shù)量級隨著微波殺菌時間的延長而略微降低；當(dāng)微波殺菌時間為8.3～9.3min范圍內(nèi)某一固定值時，微波功率低于760～800W時，菌落總數(shù)死亡數(shù)量級隨著微波功率的增大而增大，而當(dāng)微波功率處于800～960W時，菌落總數(shù)死亡數(shù)量級隨著微波功率的增大而略微降低。Woo等[7]利用微波處理大腸桿菌(G－)和枯草芽孢桿菌(G+)，掃描電鏡觀察的結(jié)果顯示大部分大腸桿菌(G－)的細(xì)胞壁受到了嚴(yán)重的破壞，而枯草芽孢桿菌(G+)的細(xì)胞形態(tài)則無明顯變化。孫振等[11]將金黃色葡萄球菌(G+)、大腸桿菌(G－)置于相同的微波功率和溫度下比較殺菌效果，發(fā)現(xiàn)對大腸桿菌(G－)的殺菌效果好于金黃色葡萄球菌(G+)。這可以得知微波處理對革蘭氏陰性菌(G－)損傷程度顯著高于革蘭氏陽性菌(G+)。陳衛(wèi)等[19]認(rèn)為這可能與細(xì)胞壁結(jié)構(gòu)成分有關(guān)，G－菌細(xì)胞壁上蛋白質(zhì)組成較多，在微波場中高溫易使其變性脫落，促進鈣離子通道的打開，使通透性增加，而細(xì)胞膜通透性的改變也可能是微波殺菌對微生物致死的非熱效應(yīng)因素之一。賀稚非等[20]研究表明辣椒表面細(xì)菌以G+菌為多數(shù)，因此，可推測隨著微波功率增大、微波殺菌時間延長，辣椒醬中的G－菌及一些不耐微波的G+菌被殺滅，而那些耐受微波的G+菌卻不因微波功率的增大、微波殺菌時間的延長而被殺滅。

圖3 溫度、微波殺菌時間及其交互作用對微波殺滅辣椒醬中菌落總數(shù)的響應(yīng)面和等高線Fig.3 Response surface plot and its contour plot showing the effects of treatment time, temperature and their mutual interactions on total viable count reduction of chilli sauce after sterilization

由圖2可得，在微波功率620～960W、微波殺菌時間6.9～10min范圍內(nèi)，菌落總數(shù)死亡級為3.50。而且，在一定范圍內(nèi)，隨著微波功率的增大，辣椒醬中

由圖3可知，在溫度79.7～85℃、微波殺菌時間6.5～10min范圍內(nèi)，菌落總數(shù)死亡數(shù)量級為3.50。而且隨著溫度的升高，辣椒醬中的菌落總數(shù)死亡數(shù)量級急劇增加，而隨著微波殺菌時間的延長，辣椒醬菌落總數(shù)死亡數(shù)量級增大的趨勢不及溫度顯著。當(dāng)溫度為84.2～85℃范圍內(nèi)某一固定值，微波殺菌時間低于8.4～8.8min時，菌落總數(shù)死亡數(shù)量級隨著時間的延長而增大，而當(dāng)微波殺菌時間處于8.8～10min時，菌落總數(shù)死亡數(shù)量級隨著時間的延長而略微降低。當(dāng)微波殺菌時間處于8.4～9.1min范圍內(nèi)某一固定值時，溫度低于84.2～84.8℃時，菌落總數(shù)死亡數(shù)量級隨著溫度的升高而增大，當(dāng)溫度為84.8～85℃時，菌落總數(shù)死亡數(shù)量級略微降低。原因可能是隨著溫度的升高、微波殺菌時間的延長，辣椒醬中的G－菌及一些不耐微波的G+菌被殺滅，而那些耐受高溫的G+菌卻不因溫度的升高、微波殺菌時間的延長而被殺滅。

2.4 模型驗證

Design Expert 7.1.6軟件優(yōu)化獲得辣椒醬微波殺菌最優(yōu)條件，在微波功率800.87W、溫度84.85℃、微波殺菌時間8.88min時，菌落總數(shù)死亡級達(dá)到3.84。由于該微波設(shè)備功率只有320、640、960、1280、1600W五個檔，故選用960W替代800.87W，此設(shè)備溫度不能精確調(diào)為84.85℃，故選用85℃代替，微波殺菌時間用8.9min替代8.88min。為了驗證模型的有效性，取響應(yīng)值為3.75進行5組模型驗證實驗，其結(jié)果見表6。

表6 模型的驗證結(jié)果Table 6 Validity verification of the developed regression model

由表6可知，菌落總數(shù)死亡數(shù)量級的實測值與預(yù)測值相近，相對誤差均在2%以下，證明應(yīng)用響應(yīng)面優(yōu)化辣椒醬微波殺菌工藝參數(shù)的關(guān)鍵因素可行。

3 結(jié) 論

3.1 本研究利用試驗設(shè)計軟件Design Expert，通過響應(yīng)面法(RSM)建立辣椒醬微波殺菌的二次多項數(shù)學(xué)模型，經(jīng)檢驗證明是合理可靠的，同時利用模型的響應(yīng)面及其等高線對影微波殺菌的關(guān)鍵因素及其相互作用進行探討，優(yōu)化出殺滅3.75個數(shù)量級菌落總數(shù)工藝參數(shù)，分別為微波功率960W、溫度85℃、微波殺菌時間8.9min。

3.2 由試驗可知，影響辣椒醬微波殺菌效果的因素順序為x1＞x2＞x3。

3.3 辣椒醬在960W、85℃條件下處理8.9min后，菌落總數(shù)從(8.0±0.2)×106降低到(1.4±0.2)×103，在30℃條件保藏30 d后，無脹袋、霉變現(xiàn)象，并且對顏色、總酸、酸價等因素的影響不顯著，并能較好保留辣椒醬原有風(fēng)味。本課題能使辣椒醬在低鹽、無防腐劑添加的情況下，有效地避免脹袋變質(zhì)現(xiàn)象，為我國調(diào)味品行業(yè)新型防腐技術(shù)的發(fā)展提供一定參考。

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Optimization of Process Conditions for Microwave Sterilization of Chilli Sauce

XIAN Yao，LI Hong-jun，HE Zhi-fei*，ZHANG Xuan
(College of Food Science, Southwest University, Chongqing 400716, China)

To optimize the conditions for chilli sauce sterilization by means of microwave treatment, Box-Benhnken experimental design was utilized to develop a quadratic polynomial model describing order-of-magnitude reduction in total viable count as a function of three key sterilization conditions, namely microwave power, temperature and treatment time, with verified validity, and response surfaces and contours were plotted to analyze the effects of pairwise interactions among the three conditions on their function. The order of importance of the three factors affecting the sterilization of chilli sauce from high to low was microwave power, temperature and treatment time. Microwave treatment with a 960 W power for 8.9 min was the optimized sterilization condition. Under this condition, the developed regression predicted a 3.75-order-of-magnitude reduction in total viable count, in good agreement with the observed value. Thus, the model is reliable.

chilli sauce；microwave sterilization；response surface methodology；optimization

TS255.3

A

1002-6630(2011)04-0107-05

2010-10-16

西南大學(xué)研究生科技創(chuàng)新基金項目(ky2009011)；國家公益性行業(yè)(農(nóng)業(yè))科研專項(200903012)

鮮瑤(1987—)，女，碩士研究生，研究方向為食品微生物與發(fā)酵工程。E-mail：xianyao_1987@163.com

*通信作者：賀稚非(1960—)，女，教授，博士，研究方向為食品微生物學(xué)。E-mail：zfhe2003@yahoo.com.cn