康懷彬，劉朝建

（河南科技大學(xué)食品與生物工程學(xué)院，河南 洛陽(yáng) 471023）

醬雞腿加工工藝參數(shù)優(yōu)化

康懷彬，劉朝建

（河南科技大學(xué)食品與生物工程學(xué)院，河南 洛陽(yáng) 471023）

以雞腿 為材料，采用二次通用旋轉(zhuǎn)組合 試驗(yàn)設(shè)計(jì)優(yōu)化醬雞腿的加工工藝參數(shù)。結(jié)果表明：醬雞腿最優(yōu)加工工藝參數(shù)為油炸溫度170 ℃、油炸時(shí)間70 s、煮制溫度100 ℃、 煮制時(shí)間2 h。在此條件下，加工醬雞腿的綜合評(píng)分預(yù)測(cè)值為0.47，驗(yàn)證實(shí)驗(yàn)綜合評(píng)分值實(shí)測(cè)值為0.451，實(shí)驗(yàn) 值和預(yù)測(cè)值吻合良好。 該工藝得到的成品色澤金黃、肉 絲粉白、可口，其中感官評(píng)分為78.678，嫩度為7.517 N，a*值為15.51。

雞腿；工藝優(yōu)化；二次通用旋轉(zhuǎn)組合試驗(yàn)；嫩度；色差

燒雞是我國(guó)著名的傳統(tǒng)特色肉制品，具有造型美觀、色澤鮮艷、風(fēng)味獨(dú)特、肉嫩易嚼、營(yíng)養(yǎng)豐富等特點(diǎn)[1]，但由于其體積較大，食用、攜帶不便。本實(shí)驗(yàn)以雞腿為原料，按照傳統(tǒng)燒雞的加工方法研制具有燒雞風(fēng)味、攜帶食用方便的醬雞腿。

食品原料油炸時(shí)間與油溫的高低影響產(chǎn)品質(zhì)量，油炸時(shí)間過長(zhǎng)，易使制品色澤過深或變焦，口味不適或成廢品；油炸時(shí)間過短，則易使制品色澤淺淡[2]。蒸煮是一個(gè)復(fù)雜的物理、化學(xué)變化的過程，肌肉的蛋白質(zhì)、結(jié)締組織、脂肪組織、風(fēng)味、顏色、營(yíng)養(yǎng)價(jià)值等都會(huì)發(fā)生大的變化[3]。不同蒸煮溫度會(huì)使肉中的蛋白質(zhì)發(fā)生不同程度的變性和降解（主要包括肌纖維蛋白、肌漿蛋白和膠原蛋白的降解、結(jié)構(gòu)的收縮和伸展，溶解性的變化），從而使產(chǎn)品具有不同的微觀結(jié)構(gòu)和宏觀品質(zhì)[4]。

長(zhǎng)期以來，傳統(tǒng)燒雞一直都是靠經(jīng)驗(yàn)和感覺控制產(chǎn)品質(zhì)量進(jìn)行生產(chǎn)的，加工技術(shù)大都靠師徒間言傳口授，加工中沒有明確的技術(shù)指標(biāo)、標(biāo)準(zhǔn)和可靠的質(zhì)量檢測(cè)手段，經(jīng)常造成產(chǎn)品質(zhì)量波動(dòng)?，F(xiàn)有的相關(guān)文獻(xiàn)都是關(guān)于質(zhì)量控制、新工藝開發(fā)以及防腐技術(shù)的探究[1,5-8]，對(duì)于其傳統(tǒng)加工工藝參數(shù)優(yōu)化未見報(bào)道。

為確定醬雞腿的油炸和煮制工藝參數(shù)，本研究在單因素試驗(yàn)的基礎(chǔ)上，采用二次通用旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)[9]，考察各因素對(duì)醬雞腿綜合評(píng)分的影響，確定各因素的最佳水平并建立數(shù)學(xué)模型，以期為進(jìn)一步工業(yè)化生產(chǎn)提供技術(shù)參考和實(shí)驗(yàn)依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 材料與儀器

雞腿 洛陽(yáng)市某商行；大豆油、蜂蜜、香辛料（砂仁、豆蔻、丁香、草果、肉桂、良姜、陳皮、白芷）、食鹽 洛陽(yáng)市某超市。

X·rite Color Ι5色差儀 美國(guó)愛色麗公司；FA1004分析天平 上海上天精密儀器有限公司；HH-S數(shù)顯式恒溫油浴鍋 常州普天儀器制造有限公司；C-LM3B數(shù)顯式肌肉嫩度儀 金壇市億通電子有限公司；HH-S電熱恒溫水浴鍋 北京市永光明醫(yī)療儀器有限公司。

1.2 方法

1.2.1 工藝流程

原料選擇→雞腿解凍（2 h）→瀝水→擦糖油炸→配料煮制→成品。

1.2.2 嫩度的測(cè)定

嫩度是肉口感的首要物理指標(biāo)，反映了肉的質(zhì)地和各種蛋白質(zhì)的結(jié)構(gòu)特性，在諸多的主觀感覺因素中嫩度最為重要[10]。肉樣自然冷卻至室溫后，將去除雞皮和油炸殼膜層的肉樣，避開結(jié)締組織，順肌纖維，切成2 cm×1 cm×0.5 cm，使用數(shù)顯式嫩度儀進(jìn)行測(cè)定，用剪切力值（N）表示，剪切力越大，嫩度越小。

1.2.3 色差的測(cè)定

選取具有代表性雞腿成品的3 塊雞皮，修整切成2 cm×2 cm的正方形用保鮮膜包裹，使用色差儀測(cè)定其表面色澤。由于紅色對(duì)于溫度的變化比較敏感，對(duì)色度及色差的影響較大[11]，所以選取a*作為主要考察對(duì)象。

1.2.4 感官評(píng)定

以色澤、氣味、組織狀態(tài)和滋味為因素集，以優(yōu)、良、中、差為評(píng)語(yǔ)集，根據(jù)感官評(píng)定結(jié)果，建立評(píng)價(jià)矩陣[12]，用模糊數(shù)學(xué)評(píng)價(jià)方法對(duì)其進(jìn)行分析。根據(jù)魏永義等[13]的感官評(píng)定方法稍作修改。雞腿感官評(píng)定標(biāo)準(zhǔn)見表1。

表1 醬雞腿感官評(píng)定標(biāo)準(zhǔn)Table1 Criteria for sensory evaluation of spiced chicken thigh

因素集U={色澤U1，氣味U2，組織狀態(tài)U3，滋味U4}，評(píng)語(yǔ)集V={優(yōu)V1，良V2，中V3，差V4}。雞腿的色澤、氣味、組織狀態(tài)、滋味口感對(duì)人的重要程度是不同的。根據(jù)10 位評(píng)判員的打分，確定各因素的權(quán)重值[13]，確定權(quán)重集X={0.210，0.255，0.215，0.320}。歸一化處理后將綜合評(píng)價(jià)結(jié)果分別進(jìn)行賦值處理（優(yōu)、良、中、差依次賦予分值90、80、70、60并進(jìn)行加和），最后得出每個(gè)樣品的總得分為感官評(píng)分值。

1.2.5 加權(quán)評(píng)分法

以嫩度、色澤、感官評(píng)分為指標(biāo)，消除各指標(biāo)的量綱，使各指標(biāo)處于同一數(shù)量級(jí)上，按照下式計(jì)算各指標(biāo)量綱值。

式中：Yi為消除量綱值；yij為實(shí)測(cè)值；yjmax為各指標(biāo)實(shí)測(cè)值中的最大值；yjmix為各指標(biāo)實(shí)測(cè)值中的最小值。

然后通過加權(quán)綜合評(píng)分的方法處理[14-15]，其中，Y1感官評(píng)分的權(quán)重為0.4，Y2嫩度的權(quán)重為0.3，Y3色澤（a*）的權(quán)重為0.3。綜合評(píng)分=Y1×0.4＋Y3×0.3-Y2×0.3（其中嫩度是越小越好）。

1.2.6 單因素試驗(yàn)設(shè)計(jì)

分別考察油炸溫度（150、160、170、180、190、200 ℃）、油炸時(shí)間（10、30、50、70、90、110 s）、煮制溫度（50、60、70、80、90、100 ℃）、煮制時(shí)間（0.5、1.0、1.5、2.0、2.5、3.0 h）對(duì)雞腿的嫩度、色澤、成品率、感官品質(zhì)的影響。

1.2.7 二次通用旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)

1.2.7.1 參數(shù)的確定

變量參數(shù)P=4；星號(hào)臂值R=2.000；±1水平的因素點(diǎn)試驗(yàn)全部實(shí)施為MC=2P=16；±R水平的星號(hào)臂試驗(yàn)點(diǎn)為MR=2P=8；各因素的零水平的中心點(diǎn)為M0=7；總試驗(yàn)點(diǎn)N=MC＋MR＋M0=31[16-17]。

1.2.7.2 二次回歸旋轉(zhuǎn)組合試驗(yàn)設(shè)計(jì)

在單因素試驗(yàn)的基礎(chǔ)上，選取各因素較佳的水平進(jìn)行二次回歸旋轉(zhuǎn)正交組合設(shè)計(jì)，試驗(yàn)因素、水平及編碼見表2。

表2 試驗(yàn)因素水平表Table2 Factors and levels used in rotation combinatorial design

1.3 數(shù)據(jù)處理

采用DPS 7.5和Origin 8.5軟件對(duì)試驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行處理。

2 結(jié)果與分析

2.1 單因素試驗(yàn)結(jié)果

2.1.1 油炸溫度對(duì)醬雞腿綜合評(píng)分的影響

圖1 油炸溫度對(duì)醬雞腿綜合評(píng)分的影響Fig.1 Effect of frying temperature on c omprehensive quality score of stewed chicken thigh

由圖1可以看出，在油炸溫度小于170 ℃時(shí)，綜合評(píng)分隨著油炸溫度的升高而升高，大于170 ℃時(shí)，綜合評(píng)分隨著油炸溫度的升高而降低，主要是由于當(dāng)油炸溫度很低時(shí)，雞腿著色不好，表面呈白色和淺黃色，無法形成油炸殼膜層，導(dǎo)致嫩度比較大，影響雞腿的食用品質(zhì)，得到的感官評(píng)分也很低。當(dāng)油炸溫度太高時(shí)，雞腿的著色太過，顏色呈現(xiàn)黑紅色，形成較厚的殼膜層[3]，這可能會(huì)導(dǎo)致煮制的熱量很難對(duì)雞肉起到作用，進(jìn)而導(dǎo)致 嫩度隨之增加影響食用品質(zhì)，得到的感官評(píng)分也很低。在二次通用旋轉(zhuǎn)試驗(yàn)中選取油炸溫度170 ℃為零水平進(jìn)行下一步的研究。

2.1.2 油炸時(shí)間對(duì)醬雞腿綜合評(píng)分的影響

圖2 油炸時(shí)間對(duì)醬雞腿綜合評(píng)分的影響Fig.2 Effect of frying time on comprehensive quality score of stewed chicken thigh

由圖2可以看出，油炸時(shí)間在50～70 s范圍內(nèi)，得到的醬雞腿的綜合評(píng)分是最高，主要是由于油炸時(shí)間太短，雞腿著色不好，表面呈白色和黃色，形成的油炸殼膜層比較薄，導(dǎo)致肉中的水分流失較大，致使雞肉嫩度變大，影響雞 腿的食用品質(zhì)，得到的感官評(píng)分很低。當(dāng)油炸時(shí)間太長(zhǎng)時(shí)，雞腿的著色太過，甚至導(dǎo)致部分雞肉炭化，形成較厚的油炸殼膜層，導(dǎo)致嫩度隨之增加影響食用品質(zhì)，得到的感官評(píng)分也很低。綜合考慮，二次通用旋轉(zhuǎn)試驗(yàn)中選取的零水平為油炸時(shí)間50 s。

2.1.3 煮制溫度對(duì)醬雞腿綜合評(píng)分的影響

圖3 煮制溫度對(duì)醬雞腿綜合評(píng)分的影響Fig.3 Effect of cooking temperature on comprehensive quality score of stewed chicken thigh

由圖3可以看出，隨著煮制溫度升高，綜合評(píng)分隨著油炸溫度的升高而升高。嫩度隨著煮制溫度的升高先升高后降低，在100 ℃嫩度值最小，這是由于在80 ℃稍長(zhǎng)時(shí)間煮制蛋白質(zhì)凝固硬化，鹽類析出，肌纖維強(qiáng)烈收縮，肉變硬；在100 ℃蛋白質(zhì)水解，肌纖維斷裂肉被煮爛[3]。a*隨著煮制溫度先變大后變小，可能是由于當(dāng)煮制溫度小于80 ℃時(shí)，a*隨著煮制溫度升高而增大，當(dāng)煮制溫度大于80 ℃時(shí)，對(duì)醬雞腿成品的顏色進(jìn)行了分解稀釋，進(jìn)而使a*變小。為了方便實(shí)際操作，二次通用旋轉(zhuǎn)試驗(yàn)中選取的零水平為煮制溫度80 ℃。

2.1.4 煮制時(shí)間對(duì)醬雞腿綜合評(píng)分的影響

圖4 煮制時(shí)間對(duì)醬雞腿綜合評(píng)分的影響Fig.4 Effect of cooking time on comprehensive quality score of stewed chicken thigh

由圖4可以看出，煮制時(shí)間小于2 h時(shí)，綜合評(píng)分隨著煮制時(shí)間的延長(zhǎng)而升高，大于2 h時(shí)，綜合評(píng)分隨著煮制時(shí)間的延長(zhǎng)而降低，主要是由于當(dāng)煮制時(shí)間很短時(shí)，雞腿的嫩度最大，可能這個(gè)時(shí)候煮制的熱量剛剛通過殼膜層使蛋白質(zhì)變性硬化，嫩度變大，影響雞腿的食用品質(zhì)，得到的感官評(píng)分也很低。當(dāng)煮制時(shí)間很長(zhǎng)時(shí)，雞腿成品的感官評(píng)分很低，在實(shí)驗(yàn)過程中發(fā)現(xiàn)煮制時(shí)間太長(zhǎng)的話導(dǎo)致成品組織狀態(tài)不好，而且色澤整體都不是很好。因此二次通用旋轉(zhuǎn)試驗(yàn)中選取煮制時(shí)間2 h為零水平。

2.2 二次回歸旋轉(zhuǎn)組合試驗(yàn)結(jié)果

二次通用旋轉(zhuǎn)組合試驗(yàn)設(shè)計(jì)與結(jié)果見表3。

表3 二次通用旋轉(zhuǎn)組合試驗(yàn)結(jié)果Table3 Quadratic rotation combinatorial design with experimental resuullttss

續(xù)表3

運(yùn)用DPS 7.5軟件，計(jì)算各項(xiàng)回歸系數(shù)，得到各指標(biāo)與各試驗(yàn)因素之間的回歸模型[18]，回歸方程只顯示有顯著效應(yīng)的變量及交互項(xiàng)，并對(duì)方程的回歸擬合及顯著性進(jìn)行F檢驗(yàn)，統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表4、試驗(yàn)結(jié)果方差分析見表5。

表4 指標(biāo)變量回歸方程及統(tǒng)計(jì)結(jié)果Table4 Regression equations of three response variables and signifi cance test

由表4可知，3個(gè)指標(biāo)回歸模型擬合度均較高，R2為0.816～0.972，回歸方程均達(dá)到顯著水平，且失擬項(xiàng)不顯著，這表明擬合性很好，模型可分別用于定量描述各指標(biāo)隨因素變化的規(guī)律。

對(duì)表5中的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，得到各個(gè)因素與綜合評(píng)分之間的多元二次回歸方程：Y*=0.385 44＋0.075 40X1＋

在α=0.05顯著水平剔除不顯著項(xiàng)后，簡(jiǎn)化后的回歸方程為：Y*=0.385 44＋0.075 40X1＋0.105 04X2＋

表5 試驗(yàn)結(jié)果方差分析表Table5 Analysis of variance for weighed regression model of three response variables

由統(tǒng)計(jì)軟件分析，確定加工醬雞腿最佳工藝為：油炸溫度170 ℃、油炸時(shí)間70 s、煮制溫度100 ℃、煮制時(shí)間2 h。在此條件下，雞腿成品的理論綜合評(píng)分為0.47。

由方差分析可知，回歸方程的失擬性檢驗(yàn)F1=1.45（F0.05（10,6）=4.06）不顯著，可以認(rèn)為所選用的二次回歸模型是適當(dāng)?shù)?；回歸方程的顯著性檢驗(yàn)F2=39.06（F0.01（14,16）=3.45）極顯著，說明模型的預(yù)測(cè)值與實(shí)際值吻合，模型成立。對(duì)回歸系數(shù)檢驗(yàn)可知方程的決定系數(shù)R2=0.971 6，說明該模型能解釋97.16%的數(shù)據(jù)，表明該模型擬合結(jié)果好，試驗(yàn)誤差小，能夠正確反映各因素與醬雞腿成品綜合評(píng)分的數(shù)量關(guān)系，以此數(shù)學(xué)模型來模擬醬雞腿成品綜合評(píng)分的得率是有效的。

2.3 數(shù)學(xué)模型解析

2.3.1 主因素效應(yīng)分析

由表5可以看出，油炸溫度、油炸時(shí)間、煮制溫度對(duì)綜合評(píng)分有極顯著影響（P＜0.01），煮制時(shí)間對(duì)綜合評(píng)分的影響顯著（P＜0.05）。由回歸方程的各個(gè)系數(shù)絕對(duì)值的大小可以判定4 個(gè)因素[19]對(duì)綜合評(píng)分的影響大小順序是：油炸時(shí)間＞油炸溫度＞煮制溫度＞煮制時(shí)間。

2.3.2 單因素效應(yīng)分析

為進(jìn)一步分析試驗(yàn)中各因素對(duì)蛋白提取率的影響，對(duì)回歸模型進(jìn)行降維處理。固定任意3個(gè)因素于零水平，依次得到各個(gè)單因素與雞腿成品綜合評(píng)分的效應(yīng)方程，根據(jù)方程可得到單因素效應(yīng)曲線。

圖5 單因素效應(yīng)曲線Fig.5 Effects of single factors on comprehensive quality score of stewed chicken thigh

由圖5可以看出，隨著因素X1（油炸溫度）水平的增加，綜合評(píng)分逐漸增大，在編碼值0.5左右（油炸溫度為175 ℃）達(dá)到最大；當(dāng)X1的碼值大于0.5時(shí)，隨著油炸溫度的升高，綜合評(píng)分逐漸降低，由此可見，油炸溫度過大影響雞腿成品的綜合值，因?yàn)橛蜏剡^大會(huì)使成品色澤過深或變焦，口味不適或成廢品。X2（油炸時(shí)間）和X4（煮制時(shí)間）對(duì)綜合評(píng)分的影響規(guī)律基本同X1，X3（煮制溫度）對(duì)綜合評(píng)分的影響則表現(xiàn)為隨著編碼值的增加，綜合評(píng)分逐漸增大，當(dāng)碼值達(dá)到2時(shí)，即煮制溫度為100 ℃時(shí)，綜合評(píng)分最高，與理論最佳工藝一致。

2.3.3 雙因素交互效應(yīng)響應(yīng)面分析

圖6 油炸溫度與油炸時(shí)間交互作用的響應(yīng)面和等高線圖Fig.6 Response surface and contour plots showing the interactive effects of frying temperature and frying time on comprehensive quality score of stewed chicken thigh

由回歸方程偏回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)可知，只有X1（油炸溫度）和X2（油炸時(shí)間）兩因素間存在著顯著的交互作用，其他因素間的交互作用差異均不顯著。由于二次項(xiàng)系數(shù)之間具有相關(guān)性，因此這些微弱的交互項(xiàng)不能刪除[20]。只分析X1和X2之間的交互作用，同樣采用降維法[21]，固定另外兩個(gè)因素取零水平。交互作用方程為：Y12=0.385 44＋0.075 40X1＋0.105 04X2-0.092 57X12-0.096 88X22-0.030 50X1X2。

等高線的形狀可以反映因素間交互作用的大小，圓形表示交互作用不顯著，橢圓形表示交互作用顯著[22-23]。由圖6可知，油炸溫度與油炸時(shí)間存在一定的交互作用。當(dāng)油炸溫度一定時(shí)，隨著油炸時(shí)間的延長(zhǎng)，綜合評(píng)分先升高后降低，綜合評(píng)分在50～70 s達(dá)到最大值；當(dāng)油炸時(shí)間一定時(shí)，隨著油炸溫度的升高，綜合評(píng)分也是先升高后降低，在170～180 ℃時(shí)達(dá)到最大值。由此可知，在油炸溫度170～180 ℃、油炸時(shí)間50～70 s時(shí)交互作用最明顯。

2.4 參數(shù)優(yōu)化與驗(yàn)證

通過DPS 7.5軟件分析，將最優(yōu)組合方案定為：油炸溫度170 ℃、油炸時(shí)間70 s、煮制中心溫度100 ℃、煮制時(shí)間2 h。按此工藝條件進(jìn)行驗(yàn)證實(shí)驗(yàn)，重復(fù)5次，結(jié)果取平均值，實(shí)際測(cè)得綜合評(píng)分為0.451，與理論預(yù)測(cè)值0.47接近，進(jìn)一步驗(yàn)證了數(shù)學(xué)回歸模型合理。

3 結(jié) 論

建立了加工醬雞腿的回歸方程：Y=0.385 44＋0.075 40X1＋0.105 04X2＋0.039 05X3-0.020 46X4-0.092 57-0.096 88-0.093 95-0.030 50X1X2。影響雞腿成品綜合評(píng)分的因素大小順序?yàn)椋河驼〞r(shí)間＞油炸溫度＞煮制溫度＞煮制時(shí)間。加工醬雞腿的最佳工藝參數(shù)為：油炸溫度170 ℃、油炸時(shí)間70 s、煮制溫度100 ℃、煮制時(shí)間2 h。在此條件下，加工醬雞腿的感官評(píng)分為78.678，嫩度為7.517 N，a*值為15.51，綜合評(píng)分0.451，和理論評(píng)分值0.47接近。

[1] 康懷彬, 徐幸蓮, 張敏, 等. 燒雞綜合保鮮技術(shù)研究[J]. 食品科學(xué), 2006, 27(10): 556-558.

[2] 張素君. 關(guān)于加工工藝對(duì)油炸雞肉產(chǎn)品質(zhì)量的影響研究[D]. 青島:中國(guó)海洋大學(xué), 2008.

[3] 周光宏. 畜產(chǎn)食品加工學(xué)[M]. 北京: 中國(guó)輕工業(yè)出版社, 2002: 167-169; 208-209.

[4] METAXOPOULOS J, SAMELΙS J, PAPADELLΙ M. Technological and microbiological evaluation of traditional process as modifi ed for the industrial manufacturing of dry fermented sausage in Greece[J]. Ιtalian Journal of Food Science, 2001, 13(1): 16-19.

[5] 吳鎖連, 康懷彬, 李英, 等. 不同包裝方式和貯藏條件下的燒雞貯藏特性研究[J]. 食品科學(xué), 2009, 30(18): 367-370.

[6] 呂永平. 包裝和殺菌方式對(duì)符離集燒雞貨架期影響的研究[D]. 南京: 南京農(nóng)業(yè)大學(xué), 2012.

[7] 吳鎖連, 康懷彬. 燒雞加工過程中滋味成分變化的研究[J]. 食品工業(yè)科技, 2012, 33(19): 109-116.

[8] 路建峰, 陳春剛 , 趙良, 等. 燒雞油炸上色的工藝改進(jìn)研究[J]. 食品工業(yè)科技, 2009, 30(1): 236-238.

[9] LI Chenyang, ZHANG Yi. Study on the low-temperature resistance of architectural membrane material by the quadratic general rotary unitized design[J]. Advanced Materials Research, 2010, 146: 848-852.

[10] JEREMIAH L E. A review of factors influencing consumption, selection and acceptability of meat purchases[J]. Journal of Consumer Studies and Home Economics, 1982, 6: 137-154.

[11] 李效周, 林茂海, 褚夫強(qiáng). 溫度對(duì)精確測(cè)量色度及色差的影響分析與研究[J]. 包裝工程, 2008, 29(2): 98-99.

[12] 杜險(xiǎn)峰, 劉樹萍, 石長(zhǎng)波, 等. 模糊數(shù)學(xué)綜合評(píng)判法在滑炒雞絲工藝中的應(yīng)用[J]. 中國(guó)調(diào)味品, 2014, 39(10): 115-119.

[13] 魏永義, 郭明月. 綠色食品燒雞加工及其感官評(píng)價(jià)研究[J]. 肉類工業(yè), 2012(12): 30-31.

[14] 霍紅. 模糊數(shù)學(xué)在食品感官評(píng)價(jià)質(zhì)量控制方法中的應(yīng)用[J]. 食品科學(xué), 2004, 25(6): 185-188.

[15] 王暉, 陳麗, 陳墾, 等. 多指標(biāo)綜合評(píng)價(jià)方法及權(quán)重系數(shù)的選擇[J].廣東藥學(xué)院學(xué)報(bào), 2007, 23(5): 583-589.

[16] 任廣躍, 任麗影, 張偉, 等. 懷山藥微波輔助真空冷凍干燥技術(shù)[J]. 食品科學(xué), 2015, 36(12): 12-16. doi: 10.7506/spkx1002-6630-201512003.

[17] 王欽德, 楊堅(jiān). 食品試驗(yàn)設(shè)計(jì)與統(tǒng)計(jì)分析[M]. 北京: 中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)出版社, 2009: 297-342.

[18] 顧苗青, 周厚源, 李汴生, 等. 肉雞烤翅加工的多指標(biāo)分析及工藝參數(shù)優(yōu)化[J]. 食品與發(fā)酵工業(yè), 2013, 39(8): 149-156.

[19] 徐洲, 尹禮國(guó), 張超, 等. 產(chǎn)黃樟素內(nèi)生真菌交鏈孢霉LJX27的發(fā)酵條件優(yōu)化[J]. 食品科學(xué), 2014, 35(17): 165-169. doi: 10.7506/ spkx1002-6630-201417032.

[20] 盧恩雙, 宋世德, 郭滿才. 回歸通用旋轉(zhuǎn)設(shè)計(jì)的幾個(gè)問題[J]. 西北農(nóng)林科技大學(xué)學(xué)報(bào): 自然科學(xué)版, 2002, 30(5): 110-113.

[21] 張富縣, 王文文, 艾乃吐拉·馬合木提, 等. 二次通用旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)優(yōu)化杏皮渣醋酒精發(fā)酵階段工藝[J]. 中國(guó)調(diào)味品, 2014, 39(2): 36-41.

[22] HECK J X, SOARES L D B, AYUB M, et al. Optimization of xylanase and mannanase production by Bacillus circulans strain BL53 on solidstate cultivation[J]. Enzyme and Microbial Technology, 2005, 37(4): 417-423.

[23] 劉松, 李祝, 周禮紅, 等. 響應(yīng)面法優(yōu)化黑曲霉產(chǎn)纖維素酶的發(fā)酵條件[J]. 食品科學(xué), 2013, 34(7): 225-229.

Optimization of Processing Parameters for Production of Spiced Chicken Thigh

KANG Huaibin, LIU Chaojian
(College of Food and Bioengineering, Henan University of Science and Technology, Luoyang 471023, China)

Quadratic rotation combinatorial design was utilized to optimize processing parameters infl uencing the quality of spiced chicken thigh as follows: frying at 170 ℃ for 70 s and then cooking at 100 ℃ for 2 h. Under the optimized cond it ions, the predicted and observed comprehensive sensory scores of spiced chicken thigh were 0.47 and 0.451, respectively, indicating a good agreement between the two values. The fi nal product based on the above experimental conditions had a delicious taste and golden yellow color with white muscle fi b e rs observed when tearing it up and its sensory score, tenderness and a* value were 78.678, 7.517 N and 15.51, respectively.

chicken thigh; optimization; quadratic rotation combinatorial design; tenderness; color

TS251.67

A

1002-6630（2015）22-0051-06

10.7506/spkx1002-6630-201522009

2015-06-16

河南省教育廳自然科學(xué)研究項(xiàng)目（13A550252；2011A550004）

康懷彬（1963—），男，教授，碩士，研究方向?yàn)槿庵破芳庸だ碚撆c技術(shù)。E-mail：khbin001@163.com