朱 宇，姚英政，董 玲，曾曉丹

（四川省農(nóng)業(yè)科學院農(nóng)產(chǎn)品加工研究所，四川 成都 610066）

響應面法優(yōu)化玉米須袋泡飲料沖泡工藝

朱 宇，姚英政，董 玲，曾曉丹

（四川省農(nóng)業(yè)科學院農(nóng)產(chǎn)品加工研究所，四川 成都 610066）

采用響應面法對玉米須袋泡飲料的沖泡工藝進行優(yōu)化。通過感官評定和測定多糖含量，對9種玉米須袋泡飲料配方進行篩選。在最佳配方基礎上，通過單因素試驗和響應面試驗，對玉米須袋泡飲料的沖泡工藝進行優(yōu)化。結果表明，最佳沖泡工藝條件為：取1 g原料、目數(shù)40、加水量190 mL、沖泡時間17 min，在此條件下，沖泡液中多糖含量為（75.87±1.60）mg/g，與理論值（76.04 mg/g）相近。利用響應曲面法優(yōu)化玉米須袋泡飲料的沖泡工藝是可行的。

玉米須；多糖；感官評定；白茅根；甜葉菊

玉米須（Stigma maydis）是禾本科玉蜀屬植物玉米（Zea mays L.）的花柱和柱頭[1]。據(jù)國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)顯示，2011年全國玉米產(chǎn)量超過1.9億噸[2]，玉米須產(chǎn)量按玉米產(chǎn)量的5%計算，即可達950萬噸以上。目前研究證明，玉米須對人體無害[3]，且含有多糖[4]、黃酮[5]、多酚[6]、尿囊素[7]等多種功能性成分，例如，研究發(fā)現(xiàn)玉米須多糖對降血壓[8]、防治糖尿病[9]等具有一定效果，玉米須黃酮可以清除體內(nèi)亞硝酸鹽[10]和自由基[11]。玉米須現(xiàn)已應用于治療水腫、膀胱炎、痛風、腎結石、腎炎、前列腺炎等多種疾病[3]。但是玉米須的利用率并不高，除極少量用于中醫(yī)入藥，其余均被丟棄，造成了很大的資源浪費。目前，有學者將玉米須用于復方袋泡茶[12]、醋[13]、復合飲料[14]等產(chǎn)品的研制，并取得了一定的成效，對玉米須的深加工利用產(chǎn)生了一定的推動作用。但總的說來，目前對玉米須加工方面的研究較少，而利用響應面法優(yōu)化玉米須產(chǎn)品工藝的報道更為少見，這在一定程度上制約了玉米須在食品領域的發(fā)展。

白茅根主要含有糖類、三萜類、黃酮類、木脂素類、內(nèi)酯類等化合物，具有利尿、止血、抗菌及免疫調(diào)節(jié)等作用。糖類是白茅根的主要化學成分，其含量達總提取物的80%以上[15]。甜葉菊有控制血糖、降低血壓、促進新陳代謝的作用，也有治療糖尿病、肥胖癥、調(diào)節(jié)胃酸、恢復神經(jīng)疲勞等功效。其干葉中的重要成分是甜菊糖甙，占10%左右。甜葉菊糖甙的甜度為蔗糖的200～300倍，而熱量僅為蔗糖的1/300，被譽為最有發(fā)展前途的新糖源[16]。

玉米須、白茅根和甜葉菊具有相似的功能性成分，且在降血壓、防治糖尿病、抗衰老等方面具有一定的共性，文獻也未見有將此3種原料配合使用的報道，將3種材料配合使用，不僅可以提高產(chǎn)品的多糖含量，還能改善口感。因此，本實驗擬研發(fā)一種以玉米須為主要原料且具一定保健功效的袋泡飲料，并應用響應面法對其沖泡工藝進行優(yōu)化，一方面為玉米須的綜合利用提供新的思路，另一方面為其進一步研究提供理論依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 材料與試劑

玉米須 成都荷花池中藥材市場；白茅根 芙蓉大藥房惠仁店；甜葉菊 杭州藝福堂茶業(yè)有限公司。

葡萄糖標準品 中國食品藥品檢定研究院；苯酚（分析純） 國藥集團化學試劑有限公司；濃硫酸（分析純） 天津化學試劑三廠。

1.2 儀器與設備

752紫外-可見分光光度計 上海光譜儀器有限公司。1.3 方法

1.3.1 樣品的制備

玉米須、白茅根、甜葉菊分別粉碎，過40、60、80、100目篩。按一定比例準確稱取相同目數(shù)的3種原料共1.000 0 g，裝入茶袋，封口，混合均勻，制成料包。

1.3.2 感官評定

表1 配方設計表Table1 Formulation of corn silk tea bags

表2 感官評定表Table2 Criteria for sensory evaluation

實驗設計了9種配方（表1），均以60目原料制成料包，每種配方取料包1包置于敞口玻璃杯中，加150 mL沸水，沖泡20 min，取出料包，待水溫降至約40 ℃，進行感官評定。本實驗是篩選一種以玉米須為主要原料的配方，白茅根和甜葉菊為輔助原料，故玉米須在整個配方中的比重占大部分（0.9、0.8、0.6）。7、8、9號配方是在前6種配方實驗的基礎上設計的，即單獨添加玉米須和白茅根，認為白茅根的質(zhì)量為0.4 g時較好，單獨添加玉米須和甜葉菊，認為甜葉菊的質(zhì)量為0.1 g時較好。在此基礎上進一步對3種原料同時添加的情況進行比較。

感官評定表參照GB/T 23776—2009《茶葉感官審評方法》[17]和GB/T 24690—2009《袋泡茶》[18]制定，并結合本產(chǎn)品的特征，做了一些修改，見表2。感官評分總分為各小項得分分別乘以相應評分系數(shù)后相加的和，即感官評分總分T = 0.3b＋0.3c＋0.3d＋0.1e。每個樣品的得分取6人評定后的平均值。

1.3.3 多糖含量的測定

多糖含量的測定參照朱宇等[4]的方法，稍作修改。準確稱取30 mg葡萄糖以去離子水溶解并定容至100 mL，精確量取葡萄糖標準工作液（0.3 mg/mL）1.0、2.0、2.5、3.0、3.5、4.0、5.0 mL，分別置于25 mL容量瓶中，去離子水定容至刻度，各管中葡萄糖的質(zhì)量濃度分別為0.012、0.024、0.030、0.036、0.042、0.048、0.060 mg/mL。吸取上述各管中的葡萄糖溶液2.0 mL于干凈試管中，加4%苯酚試劑1.0 mL，搖勻，迅速滴加濃硫酸5.0 mL，40 ℃水浴加熱15 min，取出，置冰水中冷卻5 min，作為供試品溶液?？瞻兹芤和戏ㄖ苽洹Ｔ?87 nm波長處分別測定吸光度。以吸光度A為橫坐標、葡萄糖質(zhì)量濃度C為縱坐標，制作標準曲線并得其回歸方程為C＝0.080 5A－0.004 5（R2＝0.994 6）。

樣品的測定：取冷卻至室溫的沖泡液10.0 mL，加入40 mL無水乙醇沉淀，4 000 r/min離心10 min[19-20]，棄去上清液，沉淀物用去離子水溶解，定容至10 mL，取定容后的溶液于干凈試管中，加4%苯酚試劑1.0 mL，搖勻，迅速滴加濃硫酸5.0 mL，40 ℃水浴加熱15 min，取出，置冰水中冷卻5 min，作為待測溶液。空白溶液同上法制備。在487 nm波長處分別測定吸光度，由標準曲線上計算出質(zhì)量濃度C。

式中：C為待測溶液相當于標準葡萄糖溶液的質(zhì)量濃度/（mg/mL）；2為標準曲線制作時取的葡萄糖溶液的體積/mL；V1為所取定容液進行測定的體積/mL；V2為沖泡時的加水量/mL；md為樣品干質(zhì)量/g。

1.3.4 單因素試驗

以感官評定和多糖含量為指標，確定最佳配方后，以最佳配方為基礎設計單因素試驗和響應面試驗。稱取1 g樣品，設定加水量150 mL、沖泡時間20 min、原料目數(shù)60目，固定其他條件分別考察原料目數(shù)（40、60、80、100目）、沖泡時間（10、20、30、40 min）、加水量（100、150、200、250 mL）對沖泡液中多糖含量的影響。

1.3.5 響應面優(yōu)化沖泡工藝

依據(jù)單因素試驗結果確定因素水平范圍，根據(jù)中心組合設計原理，以原料目數(shù)、沖泡時間、加水量3個因素為自變量，多糖含量為響應值，設計3因素3水平共15個試驗點的響應面分析試驗，其中12個為析因試驗，3個為中心試驗，其因素水平分析選取見表3[21]。

表3 響應面因素水平編碼Table3 Independent variables and their coded levels used in response surface analysis

1.4 統(tǒng)計與分析

試驗數(shù)據(jù)采用Microsoft Excel 2003、Origin 8.0和Minitab 15進行處理。

2 結果與分析

2.1 配方篩選

表4 各配方的感官評分和多糖含量Table4 Sensory evaluation scores and polysaccharide contents of different formulations

感官評定評分在85分以上的配方，取其沖泡液測定多糖含量，結果見表4。綜合考慮感官評分和多糖含量兩個指標，認為9號配方為最佳配方，并在此基礎上進行后續(xù)實驗。

2.2 單因素試驗

2.2.1 原料目數(shù)對多糖含量的影響

由圖1可知，原料目數(shù)在40～80目范圍內(nèi)時，沖泡液中的多糖含量先上升后下降，60目時達到最高的74.58 mg/g，80～100目范圍內(nèi)多糖含量迅速降低，可能是由于在此范圍內(nèi)，原料粒徑越小，其吸附力越強，多糖浸出率有所降低。因此，選擇原料目數(shù)40、60、80目進行響應面試驗。

圖1 原料目數(shù)對多糖含量的影響Fig.1 Effect of raw material particle size on polysaccharide content

2.2.2 沖泡時間對多糖含量的影響

圖2 沖泡時間對多糖含量的影響Fig.2 Effect of brewing duration on polysaccharide content

由圖2可知，沖泡時間在10～40 min范圍內(nèi)時，沖泡液中的多糖含量先上升后下降，20 min時達到最高的74.43 mg/g，10～20 min范圍內(nèi)多糖含量迅速升高，20～30 min范圍內(nèi)多糖含量迅速降低，而30～40 min范圍內(nèi)多糖含量降低較為平緩。原因可能是沖泡前期溫度較高，多糖充分溶出，而隨著時間延長，體系中的熱量對多糖結構產(chǎn)生了破壞，且溫度下降后，原料顆粒的吸附作用加強，導致沖泡后期多糖含量下降。因此，選擇沖泡時間10、20、30 min進行響應面試驗。

2.2.3 加水量對多糖含量的影響

圖3 加水量對多糖含量的影響Fig.3 Effect of the amount of water used for brewing on polysaccharide content

由圖3可知，加水量在100～250 mL范圍內(nèi)時，沖泡液中的多糖含量先上升后下降，200 mL時達到最高的75.05 mg/g，100～200 mL范圍內(nèi)多糖含量逐漸升高，而200～250 mL范圍內(nèi)多糖含量迅速降低。原因可能是當加水量較少時，多糖在稀釋作用下更加充分的溶出，而加水量太大，會導致體系的比熱容更大，可能加劇對多糖結構的破壞。從而導致其含量下降，圖2也在一定程度上印證了這一點。因此，選擇加水量150、200、250 mL進行響應面試驗。

2.3 響應面試驗

按表5進行試驗，并對響應面試驗結果進行多元二次回歸分析，將極不顯著的項（X2X3）剔除之后，可以得到回歸方程

表5 響應面設計及響應值Table5 Experimental design and results for response surface analysis

表6方差分析表明，對多糖含量所建立的回歸模型極顯著（P＜0.01），原料目數(shù)、沖泡時間和加水量對多糖含量均有顯著性影響。決定系數(shù)R2=0.987 1，說明該模型能夠解釋98.71%的變化[22]，失擬項P=0.125，大于0.05，因此回歸模型適合，不需對回歸方程調(diào)整[23]?？捎么四Ｐ蛯_泡液中的多糖含量進行分析預測。

表 6 6 回歸模型的方差分析Table6 Analysis of variance for the fitted regression model

圖4 各因素交互作用對多糖含量的響應面圖Fig.4 Response surface plots for the interactive effects of three parameters on polysaccharide content

由圖4可知，當目數(shù)在較高水平而時間在較低水平時，多糖含量較低；隨著沖泡時間的延長，多糖含量逐漸升高，某一點后又開始下降；當時間在較低水平時，目數(shù)對多糖含量的影響較大，且隨目數(shù)的增大，多糖含量呈一定的下降趨勢；隨著時間的延長，目數(shù)對多糖含量的影響逐漸減小。當加水量在較低水平時，目數(shù)對多糖含量的影響相對較?。浑S著加水量的增加，多糖含量先上升，某一點后呈下降趨勢；當加水量在較高水平時，隨著目數(shù)的不斷增加，多糖含量降低的趨勢比加水量在較低水平時更為明顯。隨著時間的延長，多糖含量呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢，同樣，隨著加水量的增加，多糖含量也呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢。

綜上所述，可知目數(shù)應該保持在一個相對較低的水平，而時間和加水量應選取中間水平的某個值，才能讓多糖含量保持在較高水平。利用回歸方程分別對X1、X2、X3進行求一階偏導[24]，令導數(shù)等于0，系統(tǒng)計算得到最佳點：X1＝40.00目，X2＝16.67 min，X3＝190.40 mL，Y＝76.04 mg/g，即最佳沖泡條件為原料目數(shù)40目、沖泡時間16.67 min、加水量190.40 mL，在此條件下，沖泡液中多糖含量的理論值為76.04 mg/g。此結果驗證了由圖4得出的假設是合理的。為檢驗該最佳沖泡條件的可靠性，采用上述響應曲面優(yōu)化結果進行4次驗證實驗，考慮到實際操作可行性，將沖泡條件改進為原料目數(shù)40目、沖泡時間17 min、加水量190 mL，沖泡液中多糖含量為（75.87±1.60）mg/g，與模型值76.04 mg/g相近，因此利用響應曲面法優(yōu)化玉米須袋泡飲料的沖泡工藝是可行的。

3 結 論

結合感官評分和多糖含量兩個指標，從備選的9種玉米須袋泡飲料配方中篩選得到了1種最佳配方。在此最佳配方基礎上，將響應面法應用于玉米須袋泡飲料沖泡工藝的優(yōu)化，得到最佳沖泡工藝條件為：取1 g原料、原料目數(shù)40目、沖泡時間16.67 min、加水量190.40 mL，在此條件下，沖泡液中多糖含量的理論值為76.04 mg/g。經(jīng)過驗證實驗，結果得到?jīng)_泡液中多糖含量為（75.87±1.60）mg/g，與理論值相近，可利用此模型預測此玉米須袋泡飲料在不同沖泡條件下的多糖含量。

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Optimization of Brewing Process for Corn Silk Tea Bags Using Response Surface Methodology

ZHU Yu, YAO Ying-zheng, DONG Ling, ZENG Xiao-dan
(Institute of Agro-products Processing, Sichuan Academy of Agricultural Sciences, Chengdu 610066, China)

The brewing process for corn silk tea bags was optimized using response surface methodology. Nine formulations of corn silk tea bags were analyzed by sensory evaluation and determined for polysaccharide content. The best formulation was selected based on the analysis results and response surface methodology was used to optimize the brewing process. The results showed that the experimental polysaccharide content in the brewing liquid was (75.87 ± 1.60) mg/g, which was close to the predicted value of 76.04 mg/g, under the optimized conditions: brewing 1 g of raw materials (corn silk, Imperata cylindrical rhizome and Stevia rebaudiana, 0.600 0:0.380 0:0.020 0, m/m) ground to 40 mesh with 190 mL of water for 17 min. Therefore, it is feasible to optimize the brewing process of corn silk tea bags using response surface methodology.

corn silk; polysaccharides; sensory evaluation; Imperata cylindrical rhizome; Stevia rebaudiana

TS201.1

B

1002-6630（2014）02-0328-05

10.7506/spkx1002-6630-201402064

2013-06-02

2011年四川省財政基因工程專項（2011JYGC12-036）

朱宇（1969—），男，副研究員，碩士，研究方向為農(nóng)產(chǎn)品加工。E-mail：zy200458@126.com