宋 偉 張 明 甘小玉 陸 蕊

（糧食儲(chǔ)運(yùn)國(guó)家工程實(shí)驗(yàn)室南京財(cái)經(jīng)大學(xué)食品科學(xué)與工程學(xué)院，南京 210046）

稻谷質(zhì)量和氣味（揮發(fā)物質(zhì)）會(huì)隨儲(chǔ)藏時(shí)間的延長(zhǎng)而不斷發(fā)生變化。目前能夠反映稻谷儲(chǔ)藏質(zhì)量變化的指標(biāo)有很多，如：脂肪酸值、酶活性、色澤氣味、糊化特性等［1-2］，可從多方面反映稻谷質(zhì)量的變化情況，很多學(xué)者對(duì)其做了深入研究。近年來(lái)，隨著高新儀器的發(fā)展，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)稻谷的揮發(fā)性物質(zhì)也做了一定的研究，Bryant等［3］用頂空固相微萃取-氣質(zhì)聯(lián)用法分析了芳香和非芳香稻谷品種之間揮發(fā)性物質(zhì)的差異；林家永等［4］用頂空固相微萃取-氣質(zhì)聯(lián)用法分析了稻谷揮發(fā)性成分。但是對(duì)儲(chǔ)藏期間稻谷質(zhì)量指標(biāo)與揮發(fā)物質(zhì)的變化關(guān)系研究卻鮮有報(bào)道。

偏最小二乘法（PLS）是一種集主成分分析、相關(guān)性分析、最小二乘分析法為一體的多元回歸分析技術(shù)，能克服各變量之間的多重相關(guān)性，提高回歸模型的精度。PLS建模在各行各業(yè)應(yīng)用都較廣泛，王韜等［5］用此法建立了大豆質(zhì)量的近紅外光譜定量分析模型；徐靜文等［6］利用此法擬合了耐藥性結(jié)核病的耐藥率；李洪軍等［7］基于PLS法對(duì)冷藏豬肉的感官特性與揮發(fā)物質(zhì)變化進(jìn)行了回歸分析。本文研究?jī)?chǔ)藏條件對(duì)粳稻谷質(zhì)量指標(biāo)、揮發(fā)物質(zhì)的影響，結(jié)合偏最小二乘分析法，探討兩者之間的變化關(guān)系，初步建立特征性揮發(fā)物質(zhì)對(duì)質(zhì)量指標(biāo)變化的預(yù)測(cè)模型。

1 材料與方法

1.1 材料與設(shè)備

1.1.1 2011 年產(chǎn)晚粳稻谷：南京遠(yuǎn)望富硒農(nóng)產(chǎn)品有限責(zé)任公司。

1.1.2 GC（7890A）-MS（5975C）氣質(zhì)聯(lián)用分析儀：美國(guó)安捷倫公司；50μm-PDMS／DVB／CAR固相微萃取頭：美國(guó)supelco公司；722N型分光光度計(jì)：上海精科公司；快速黏度分析儀Super 3：澳大利亞Newport Scientific儀器公司；PQX型分段可編程人工氣候箱：寧波東南儀器有限公司。

1.2 模擬儲(chǔ)藏方法

供試粳稻谷樣品含水量調(diào)為13.5%、14.5%、15.5%，分多組裝入密閉容器中，分置于溫度為15、20、25、30℃的人工氣候箱中進(jìn)行模擬儲(chǔ)藏（限于篇幅，用含水量15.5%在15、30℃溫度條件下的樣品數(shù)據(jù)建模，25℃條件下的樣品數(shù)據(jù)進(jìn)行外部驗(yàn)證）。儲(chǔ)藏時(shí)間180 d，測(cè)定周期30 d。

1.3 質(zhì)量指標(biāo)的測(cè)定方法

1.3.1 過(guò)氧化物酶活性測(cè)定方法［8］

提取：取2.5 g樣品粉，加入50 mL濃度為0.1 mol／L pH6.5的磷酸氫二鈉-檸檬酸緩沖溶液，于25℃攪拌30min后以4 000 r／min的轉(zhuǎn)速離心10min，取2.5 mL上清液用緩沖溶液稀釋定容至100 mL。

測(cè)定：取稀釋液2份，每份25 mL，1份加入0.5 mL 1%鄰苯二胺和0.5 mL 0.3%過(guò)氧化氫溶液，于25℃反應(yīng)5 min，立即加入1 mL飽和亞硫酸氫鈉溶液終止反應(yīng)，于430 nm處測(cè)定吸光度；另1份加入0.5 mL 1%鄰苯二胺和1 mL飽和亞硫酸氫鈉溶液，再加入0.5 mL 0.3%過(guò)氧化氫溶液后作為空白。酶活力以吸光度／g樣品粉表示。試驗(yàn)重復(fù)3次，取其平均值，以減小誤差。

式中：A為吸光度；W為樣品干基質(zhì)量／g。

1.3.2 糊化特性的測(cè)定方法

參照快速黏度分析儀操作說(shuō)明中大米淀粉質(zhì)量測(cè)試法。

1.3.3 脂肪酸值的測(cè)定方法

按照GB／T 15684—1995進(jìn)行測(cè)定。

1.4 粳稻谷揮發(fā)性物質(zhì)的提取與分析

1.4.1 樣品準(zhǔn)備

稱(chēng)取20.00 g粳稻谷樣品置于頂空樣品瓶中，用錫紙做隔墊加塞密閉處理后，放入80℃的恒溫水浴中平衡1 h，再將萃取頭插入頂空瓶中萃取50 min，于GC／MS進(jìn)樣口（250℃不分流模式）解析5 min。

1.4.2 GC／MS分析條件

氣相色譜條件：HP-5MS毛細(xì)管柱（30 m×0.25 mm，0.25μm），載氣為氦氣，設(shè)定流速。柱初溫為50℃，以8℃／min升溫至125℃，保持3 min，之后以4℃／min升至165℃，保持3 min，最后以10℃／min升至230℃，保持2 min，再運(yùn)行2 min。采用無(wú)分流進(jìn)樣模式。

質(zhì)譜條件：接口溫度280℃，離子源為EI，離子源溫度230℃，電子能量70 eV，運(yùn)用全掃描采集模式，掃描范圍（m／z）50～400 amu。

1.5 數(shù)據(jù)處理

樣品中各未知揮發(fā)性物質(zhì)的定性由計(jì)算機(jī)檢索與NIST08標(biāo)準(zhǔn)質(zhì)譜庫(kù)匹配求得；揮發(fā)性物質(zhì)的定量分析采用峰面積歸一化法，求得粳稻谷各揮發(fā)性物質(zhì)的相對(duì)含量；應(yīng)用Excel軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)；The Unscrambler 9.7和SAS 9.2軟件進(jìn)行偏最小二乘回歸分析。

2 結(jié)果與分析

2.1 粳稻谷儲(chǔ)藏過(guò)程中質(zhì)量指標(biāo)的變化

儲(chǔ)藏條件對(duì)粳稻谷質(zhì)量指標(biāo)變化的影響如圖1～圖4所示。

圖1 不同溫度下粳稻谷過(guò)氧化物酶活性變化

圖2 不同溫度下粳稻谷脂肪酸值變化

圖3 不同溫度下粳稻谷峰值黏度變化

圖4 不同溫度下粳稻谷最終黏度變化

從圖1～圖4可看出，粳稻谷過(guò)氧化物酶活性隨著儲(chǔ)藏時(shí)間的延長(zhǎng)而不斷減弱，且溫度越高，過(guò)氧化物酶活性減弱的越明顯。在15℃條件下儲(chǔ)藏180 d后，粳稻谷過(guò)氧化物酶殘余活力減弱至37.8%；而在30℃條件下儲(chǔ)藏180 d后，過(guò)氧化物酶殘余活力減弱至14.09%，其中在120～150 d，粳稻谷過(guò)氧化物酶活性有一個(gè)上升過(guò)程，這是因?yàn)楦邷馗邼竦沫h(huán)境有利于微生物的生長(zhǎng)繁殖，從而導(dǎo)致了酶活性小幅度上升。粳稻谷過(guò)氧化物酶活性越弱意味著粳稻谷的抗氧化能力越低，品質(zhì)劣變程度越高。粳稻谷脂肪酸值、峰值黏度、最終黏度均隨著時(shí)間的延長(zhǎng)而呈現(xiàn)波動(dòng)上升的趨勢(shì)，且溫度越高，各質(zhì)量指標(biāo)上升的幅度越大，粳稻谷品質(zhì)劣變速度越快。15℃條件下儲(chǔ)藏180 d，粳稻谷脂肪酸值、峰值黏度、最終黏度依次上升至 52.39 mg KOH／100 g、2 851 cP、2 811 cP；而在30℃條件下儲(chǔ)藏180 d后，粳稻谷脂肪酸值、峰值黏度、最終黏度依次上升至64.94 mgKOH／100 g、3 526 cP、3 595 cP。對(duì)不同溫度條件下儲(chǔ)藏的粳稻谷質(zhì)量指標(biāo)變化進(jìn)行方差分析，結(jié)果顯示，儲(chǔ)藏溫度、儲(chǔ)藏時(shí)間對(duì)各質(zhì)量指標(biāo)變化的影響均極其顯著（P＜0.01），且兩者交互作用明顯（表1）；進(jìn)一步進(jìn)行新復(fù)極差檢驗(yàn)表明（表2），粳稻谷過(guò)氧化物酶活性、脂肪酸值、峰值黏度、最終黏度在儲(chǔ)藏溫度間變化差異均極顯著。綜上所述，低溫可以有效減緩粳稻谷品質(zhì)的劣變速度。

表1 儲(chǔ)藏條件對(duì)質(zhì)量指標(biāo)影響的方差分析表

表2 儲(chǔ)藏溫度對(duì)質(zhì)量指標(biāo)影響的新復(fù)極差檢驗(yàn)表

2.2 儲(chǔ)藏期間粳稻谷特征性揮發(fā)性物質(zhì)的選擇

結(jié)合粳稻谷揮發(fā)物質(zhì)的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)以及主成分分析結(jié)果，選擇粳稻谷儲(chǔ)藏期間14種特征性揮發(fā)物質(zhì)進(jìn)行分析，依次為：異硫氰基環(huán)己烷（A）、1-次乙基-4-甲氧基苯（B）、2，6-二叔丁基苯醌（C）、1-壬醇（D）、辛醛（E）、椰子醛（F）、3，4-二甲氧基苯甲醛（G）、香葉基丙酮（H）、6，10，14-三甲基 -2-十五烷酮（I）、二氫獼猴桃內(nèi)酯（J）、棕櫚酸甲酯（K）、2-正戊基呋喃（L）、苯并噻唑（M）、2，3-二氫 -1，1，3-三甲基-3-苯基-1H-茚（N）。特征性揮發(fā)物質(zhì)與脂肪酸值（Y1）、過(guò)氧化物酶活性（Y2）、峰值黏度（Y3）、最終黏度（Y4）的變化見(jiàn)表3。

表3 儲(chǔ)藏期間特征性揮發(fā)物質(zhì)與質(zhì)量指標(biāo)的變化（標(biāo)準(zhǔn)化處理后的數(shù)據(jù)）

2.3 建立粳稻谷特征性揮發(fā)物質(zhì)與質(zhì)量指標(biāo)的回歸模型

粳稻谷在不同儲(chǔ)藏條件下儲(chǔ)藏180 d，質(zhì)量指標(biāo)與特征性揮發(fā)物質(zhì)變化的數(shù)據(jù)可建立（13×18）的數(shù)據(jù)分析矩陣。以特征性揮發(fā)物質(zhì)為自變量（X），質(zhì)量指標(biāo)為因變量（Y），進(jìn)行偏最小二乘回歸分析，最終建立質(zhì)量指標(biāo)與特征性揮發(fā)物質(zhì)的回歸模型，所有數(shù)據(jù)在分析前均進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理（表3）。

2.3.1 剔除異常值

若某個(gè)樣本點(diǎn)對(duì)成分的貢獻(xiàn)較大，那么它的存在有可能使分析發(fā)生偏差，這樣的點(diǎn)就是所謂的特異點(diǎn)（異常值），它們的取值遠(yuǎn)離所有樣本點(diǎn)的平均水平。圖5所示，各樣本點(diǎn)都落在橢圓內(nèi)部，它們的分布是均勻的，不存在異常值。

圖5 粳稻谷樣品在前二類(lèi)主成分上的分布圖

圖6 各變量在前二類(lèi)主成分上分布的相關(guān)系數(shù)圖

2.3.2 揮發(fā)物質(zhì)與質(zhì)量指標(biāo)之間的回歸分析

由圖6可知，脂肪酸值（Y1）、峰值黏度（Y3）、最終黏度（Y4）三者之間正相關(guān)，且相關(guān)度很大，它們與過(guò)氧化物酶活性（Y2）均呈現(xiàn)很強(qiáng)的負(fù)相關(guān)性。脂肪酸值（Y1）、峰值黏度（Y3）、最終黏度（Y4）與 1-次乙基-4-甲氧基苯（B）、3，4-二甲氧基苯甲醛（G）、2，3-二氫 -1，1，3-三甲基 -3-苯基 -1H-茚（N）、苯并噻唑（M）、異硫氰基環(huán)己烷（A）呈正相關(guān)，其中與1-次乙基-4-甲氧基苯（B）、3，4-二甲氧基苯甲醛（G）、2，3-二氫 -1，1，3-三甲基 -3-苯基-1H-茚（N）的相關(guān)性較大；過(guò)氧化物酶活性（Y2）與椰子醛（F）、香葉基丙酮（H）、6，10，14-三甲基-2-十五烷酮（I）、二氫獼猴桃內(nèi)酯（J）、棕櫚酸甲酯（K）、1-壬醇（D）、辛醛（E）、2，6-二叔丁基苯醌（C）、2-正戊基呋喃（L）正相關(guān)，其中與椰子醛（F）、香葉基丙酮（H）、6，10，14-三甲基 -2-十五烷酮（I）、二氫獼猴桃內(nèi)酯（J）、棕櫚酸甲酯（K）強(qiáng)正相關(guān)，與2，6-二叔丁基苯醌（C）、2-正戊基呋喃（L）相關(guān)性較弱；與脂肪酸值（Y1）、峰值黏度（Y3）、最終黏度（Y4）正相關(guān)的揮發(fā)物質(zhì)均與過(guò)氧化物酶活性（Y2）呈負(fù)相關(guān)，同理與過(guò)氧化物酶活性（Y2）正相關(guān)的揮發(fā)物質(zhì)均與脂肪酸值（Y1）、峰值黏度（Y3）、最終黏度（Y4）負(fù)相關(guān)。

由于隨著儲(chǔ)藏時(shí)間的延長(zhǎng)，粳稻谷脂肪酸值、峰值黏度、最終黏度逐漸的增大，過(guò)氧化物酶活性逐漸的降低，粳稻谷品質(zhì)發(fā)生劣變。所以與脂肪酸值、峰值黏度、最終黏度呈現(xiàn)正相關(guān)的揮發(fā)物質(zhì)均可作為判定粳稻谷劣變的特征性揮發(fā)物質(zhì)。同理，與過(guò)氧化物酶活性呈現(xiàn)正相關(guān)的揮發(fā)物質(zhì)均可作為判定粳稻谷新鮮陳度的特征性揮發(fā)物質(zhì)。

最終得到各質(zhì)量指標(biāo)的預(yù)測(cè)模型：

3 回歸預(yù)測(cè)模型的評(píng)價(jià)

3.1 內(nèi)部驗(yàn)證

3.1.1 累計(jì)的解釋能力分析

由表4可知，前二類(lèi)主成分對(duì)揮發(fā)性物質(zhì)（自變量X）的解釋能力為63.4%，對(duì)質(zhì)量指標(biāo)（因變量Y）的信息利用率為82.7%。說(shuō)明回歸預(yù)測(cè)模型包含了數(shù)據(jù)矩陣中大部分的信息，偏最小二乘回歸的預(yù)測(cè)模型可靠。

表4 偏最小二乘回歸的精度分析

3.1.2 偏最小二乘回歸中自變量與因變量主成分的相關(guān)性分析

由圖7知，粳稻谷揮發(fā)物質(zhì)（自變量X）的第一主成分T與質(zhì)量指標(biāo)（因變量Y）的第一主成分U之間存在顯著的相關(guān)性，相關(guān)系數(shù)R＝0.92。所以應(yīng)用偏最小二乘法對(duì)粳稻谷質(zhì)量指標(biāo)與揮發(fā)物質(zhì)變化進(jìn)行回歸分析合理。

圖7 T／U的平面圖

3.1.3 預(yù)測(cè)模型的擬合效果

采用擬合系數(shù)R2、相關(guān)系數(shù)R、相對(duì)均方差RRMSE來(lái)衡量預(yù)測(cè)模型的有效性。由圖8～圖11可知，脂肪酸值實(shí)際值直線(xiàn)的決定系數(shù)R2＝0.62，與對(duì)角線(xiàn)的相關(guān)系數(shù)R＝0.79，相對(duì)均方差R-RMSE＝0.16；預(yù)測(cè)值的決定系數(shù)R2＝0.51，與對(duì)角線(xiàn)的相關(guān)系數(shù)R＝0.66，相對(duì)均方差R-RMSE＝0.18。過(guò)氧化物酶活性實(shí)際值直線(xiàn)的決定系數(shù)R2＝0.69，與對(duì)角線(xiàn)的相關(guān)系數(shù)R＝0.83，相對(duì)均方差R-RMSE＝0.27；預(yù)測(cè)值的決定系數(shù)R2＝0.61，與對(duì)角線(xiàn)的相關(guān)系數(shù)R＝0.74，相對(duì)均方差R-RMSE＝0.32。峰值黏度實(shí)際值直線(xiàn)的決定系數(shù)R2＝0.90，與對(duì)角線(xiàn)的相關(guān)系數(shù)R＝0.95，相對(duì)均方差R-RMSE＝0.04；預(yù)測(cè)值的決定系數(shù)R2＝0.86，與對(duì)角線(xiàn)的相關(guān)系數(shù)R＝0.91，相對(duì)均方差R-RMSE＝0.06。最終黏度實(shí)際值直線(xiàn)的決定系數(shù)R2＝0.81，與對(duì)角線(xiàn)的相關(guān)系數(shù)R＝0.90，相對(duì)均方差R-RMSE＝0.06；預(yù)測(cè)值的決定系數(shù)R2＝0.75，與對(duì)角線(xiàn)的相關(guān)系數(shù)R＝0.84，相對(duì)均方差R-RMSE＝0.08。綜上所述，粳稻谷揮發(fā)物質(zhì)變化對(duì)峰值黏度、最終黏度的回歸預(yù)測(cè)模型效果較好，對(duì)脂肪酸值、過(guò)氧化物酶活性的預(yù)測(cè)模型效果相對(duì)較差。

圖8 粳稻谷揮發(fā)物質(zhì)對(duì)脂肪酸值的預(yù)測(cè)值／實(shí)際值

圖9 粳稻谷揮發(fā)物質(zhì)對(duì)過(guò)氧化物酶活性的預(yù)測(cè)值／實(shí)際值

圖10 粳稻谷揮發(fā)物質(zhì)對(duì)峰值黏度的預(yù)測(cè)值／實(shí)際值

圖11 粳稻谷揮發(fā)物質(zhì)對(duì)最終黏度的預(yù)測(cè)值／實(shí)際值

3.2 外部驗(yàn)證

選用未參與定標(biāo)（25℃條件下儲(chǔ)藏）的粳稻谷樣品對(duì)定標(biāo)方程進(jìn)行外部檢驗(yàn)（表5）。

表5 粳稻谷儲(chǔ)藏期間揮發(fā)物質(zhì)對(duì)質(zhì)量指標(biāo)的預(yù)測(cè)值與實(shí)際值比較

由表5可知，粳稻谷揮發(fā)性物質(zhì)對(duì)峰值黏度、最終黏度預(yù)測(cè)的相對(duì)誤差均低于8%，說(shuō)明預(yù)測(cè)模型的精度和正確率高。揮發(fā)物質(zhì)對(duì)脂肪酸值的預(yù)測(cè)相對(duì)誤差最大超過(guò)了10%，對(duì)過(guò)氧化物酶活性的預(yù)測(cè)相對(duì)誤差達(dá)到了20%，達(dá)不到精確預(yù)測(cè)的要求，說(shuō)明預(yù)測(cè)模型精度偏低。與內(nèi)部驗(yàn)證結(jié)果一致。

經(jīng)內(nèi)、外部模型驗(yàn)證知，峰值黏度、最終黏度的回歸預(yù)測(cè)模型效果較好；脂肪酸值、過(guò)氧化物酶活性的預(yù)測(cè)模型精度偏低，原因可能是由于粳稻谷儲(chǔ)藏期間，相較于峰值黏度、最終黏度的變化，脂肪酸值、過(guò)氧化物酶活性的變化更易受外界因素的影響，變化更復(fù)雜，用脂肪酸值的變化來(lái)評(píng)價(jià)稻谷的品質(zhì)必須考慮稻谷經(jīng)歷和原始品種［9］，過(guò)氧化物酶活性受微生物生長(zhǎng)繁殖的影響較大；脂肪酸值、過(guò)氧化物酶活性受測(cè)定因素的影響也很大，比如脂肪酸值的滴定終點(diǎn)不易判斷，提取的酶活性易失活等；粳稻谷儲(chǔ)藏期間揮發(fā)性物質(zhì)量大且變化復(fù)雜，對(duì)揮發(fā)性物質(zhì)總體信息利用不全，需在以后的工作中，嘗試擴(kuò)大建模的樣品集來(lái)弱化外界因素的影響作用，優(yōu)化質(zhì)量指標(biāo)測(cè)定以及建模方法，提高模型精度。

4 結(jié)論

4.1 粳稻谷過(guò)氧化物酶活性隨著儲(chǔ)藏時(shí)間的延長(zhǎng)而不斷減弱，且溫度越高，減弱的越明顯；粳稻谷脂肪酸值、峰值黏度、最終黏度均隨著時(shí)間的延長(zhǎng)而呈現(xiàn)波動(dòng)上升的趨勢(shì)，且溫度越高，各質(zhì)量指標(biāo)上升的幅度越大。儲(chǔ)藏溫度、儲(chǔ)藏時(shí)間對(duì)粳稻谷各質(zhì)量指標(biāo)的影響均極其顯著，且在不同溫度下儲(chǔ)藏的各質(zhì)量指標(biāo)之間差異均極顯著。

4.2 1 -次乙基-4-甲氧基苯、3，4-二甲氧基苯甲醛、2，3-二氫 -1，1，3-三甲基 -3-苯基 -1H-茚、苯并噻唑、異硫氰基環(huán)己烷這些與脂肪酸值、峰值黏度、最終黏度呈現(xiàn)正相關(guān)的揮發(fā)物質(zhì)均可作為劣變粳稻谷的特征性揮發(fā)物質(zhì)；椰子醛、香葉基丙酮、6，10，14-三甲基-2-十五烷酮、二氫獼猴桃內(nèi)酯、棕櫚酸甲酯、1-壬醇、辛醛、2，6-二叔丁基苯醌、2-正戊基呋喃這些與過(guò)氧化物酶活性呈現(xiàn)正相關(guān)的揮發(fā)物質(zhì)均可作為新鮮粳稻谷的特征性揮發(fā)物質(zhì)。

4.3 運(yùn)用偏最小二乘分析法建立氣味對(duì)質(zhì)量指標(biāo)變化的預(yù)測(cè)模型。經(jīng)內(nèi)、外部模型驗(yàn)證知，峰值黏度、最終黏度的回歸預(yù)測(cè)模型效果較好；脂肪酸值、過(guò)氧化物酶活性的預(yù)測(cè)模型精度偏低。

［1］吳金蘭，楊均瑜.稻谷、大米過(guò)氧化物酶變化規(guī)律研究［J］.糧食儲(chǔ)藏，1987，16（3）：35-41

［2］宋偉，劉璐，支永海，等.糙米儲(chǔ)藏水分對(duì)糊化特性的影響［J］.食品工業(yè)科技，2011，32（11）：384-386

［3］Bryant R J，Mcclung A M.Volatile profiles of aromatic and non-aromatic rice cultivars using SPME／GC-MS［J］.Food Chemistry，2011，124（2）：501-513

［4］林家永，高艷娜，吳勝芳，等.頂空固相微萃取-氣質(zhì)聯(lián)用法分析稻谷揮發(fā)性成分［J］.食品科學(xué)，2009，30（20）：277-282

［5］王韜，張錄達(dá)，勞彩蓮，等.PLS回歸法建立適應(yīng)溫度變化的近紅外光譜定量分析模型［J］.中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)，2004，9（6）：76-79

［6］徐靜文，劉峰，張茜.利用偏最小二乘回歸擬合耐藥性結(jié)核病的總耐藥率［J］.預(yù)防醫(yī)學(xué)論壇，2011，17（7）：666-668

［7］李洪軍，黃業(yè)傳，賀稚非，等.豬肉制品冷藏中感官特性和揮發(fā)性物質(zhì)變化的回歸分析［J］.中國(guó)農(nóng)業(yè)科學(xué)，2012，45（1）：142-152

［8］嚴(yán)梅榮，張磊科.穩(wěn)定化方法對(duì)米糠過(guò)氧化物酶活力和抗氧化活性的影響［J］.糧食儲(chǔ)藏，2012，41（1）：34-37

［9］王若蘭.糧油儲(chǔ)藏學(xué)［M］.中國(guó)輕工業(yè)出版社，2009

［10］王園園，陳景武.偏最小二乘回歸及SAS編程的醫(yī)學(xué)應(yīng)用［J］.數(shù)理醫(yī)藥學(xué)雜志，2008，21（6）：730-733

［11］Haenlein M，M.Kaplan A.A Beginner’s Guide to Partial Least Squares Analysis［J］.Understanding Statistics，2004，3（4）：283-297

［12］雷玲，孫輝，姜薇莉，等.稻谷儲(chǔ)存過(guò)程中品質(zhì)變化研究［J］.中國(guó)糧油學(xué)報(bào)，2009，24（12）：101-105

［13］Saguy I，Kare M.Modeling of quality deterioration during food processing and storage［J］.Food Technology，1980，34（2）：78-85

［14］宋偉，張婷筠，張明.粳稻揮發(fā)性成分測(cè)定條件的優(yōu)化研究［J］.糧食儲(chǔ)藏，2012，41（6）：30-34

［15］周顯青，張玉榮，王鋒.稻谷儲(chǔ)藏中細(xì)胞膜透性、膜脂過(guò)氧化及體內(nèi)抗氧化酶活性變化［J］.中國(guó)糧油學(xué)報(bào)，2008，23（2）：159-162

［16］宋偉，謝同平，張美玲，等.應(yīng)用電子鼻判別不同儲(chǔ)藏條件下粳稻谷品質(zhì)的研究［J］.中國(guó)糧油學(xué)報(bào)，2012，27（5）：92-96.