伍 婧，王遠亮，李 珂，周小玲，李宗軍,*

（1.湖南省食品科學(xué)與生物技術(shù)重點實驗室，湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)食品科學(xué)技術(shù)學(xué)院，湖南 長沙 410128；2.湖南省振華食品檢測研究院，湖南 長沙 410007）

基于主成分分析的不同醒發(fā)條件下掛面的特征質(zhì)構(gòu)

伍 婧1，王遠亮1，李 珂1，周小玲2，李宗軍1,*

（1.湖南省食品科學(xué)與生物技術(shù)重點實驗室，湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)食品科學(xué)技術(shù)學(xué)院，湖南 長沙 410128；2.湖南省振華食品檢測研究院，湖南 長沙 410007）

為了克服以往評價掛面品質(zhì)方法的弊端，基于掛面質(zhì)構(gòu)指標，應(yīng)用主成分分析方法，從樣本相關(guān)矩陣出發(fā)，對不同醒發(fā)條件下的掛面的7 個質(zhì)構(gòu)指標進行了分析。根據(jù)累計貢獻率達到84.41%以上，確定了與掛面品質(zhì)相關(guān)的3 個獨立新指標：第1主成分（Z1），硬度因子；第2主成分（Z2），回復(fù)性因子；第3主成分（Z3），彈性因子，其中第1、2、3主成分的貢獻率分別為40.20%、27.84%、16.37%，可代表掛面特征質(zhì)構(gòu)的變化趨勢。通過對各組掛面主成分評分結(jié)果進行分析，表明采用主成分分析法作為掛面質(zhì)構(gòu)品質(zhì)評價方法是可行的。

掛面；醒發(fā)；主成分分析；質(zhì)構(gòu)特性

小麥面制品是中國幾乎半數(shù)人口的主要營養(yǎng)來源，是中國旱作農(nóng)業(yè)、小麥產(chǎn)業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)，是中國飲食文化的重要體現(xiàn)，與億萬中國人民的生活緊密相連，是國民餐桌不可或缺的主食。在面制品產(chǎn)業(yè)迅速發(fā)展的今天，面條評價方法并未如面制品行業(yè)一樣蓬勃發(fā)展，主要的評價方法仍停留在感官評價。感官評價雖然是最直接的面條品質(zhì)評價方式，但是由于其結(jié)果受主觀因素影響大，而且通常有顯著的地域特色，消費者有很強的感官偏好[1-2]，所以不易標準化[3]，且對感官評價實驗室和評價人員素質(zhì)要求高，很難對大量樣品做出快速有效的品質(zhì)評定，所以，探索儀器量化評定的方法是掛面品評發(fā)展的趨勢。近些年，出現(xiàn)了各種量化評價方法，如色差法、質(zhì)構(gòu)法、面條硬度實驗、面條拉伸實驗、面條斷裂實驗等[4]，特別是在面條制品的質(zhì)構(gòu)分析方法方面做了大量的研究工作[5-6]，但要用眾多的質(zhì)構(gòu)指標去描述、分析面條品質(zhì)的差異，仍很復(fù)雜。主成分分析（principal component analysis，PCA）是一種簡化數(shù)據(jù)集的技術(shù)，經(jīng)常用于減少數(shù)據(jù)集的維數(shù)，同時保持數(shù)據(jù)集對方差貢獻最大的特征。PCA在牛肉[7]、大豆[8]、糙米[9]、饅頭[10]、葵花籽油[11]、發(fā)酵食品[12]等食品的品質(zhì)分析中已有報道，在面條的綜合品質(zhì)評價中也有應(yīng)用[13]，汪禮洋等[14]認為可通過對掛面質(zhì)構(gòu)指標的PCA，來綜合評價掛面品質(zhì)。

前人對面片醒發(fā)已有大量研究[15]，楊宏黎等[16]通過測定面條的質(zhì)構(gòu)特性發(fā)現(xiàn)面片醒發(fā)濕度、醒發(fā)時間、醒發(fā)溫度對面條品質(zhì)有影響，認為面團醒發(fā)的最佳條件為醒發(fā)濕度80%～85%、醒發(fā)時間60 min、醒發(fā)溫度35 ℃。但鮮有通過面條質(zhì)構(gòu)品質(zhì)綜合評價方法對醒發(fā)效果進行評價的研究。

本研究以煮后掛面為研究對象，應(yīng)用質(zhì)構(gòu)儀對不同醒發(fā)條件下掛面煮后進行質(zhì)地剖面分析（texture profile analysis，TPA），并對掛面TPA測定結(jié)果進行PCA[17]，對不同醒發(fā)處理的掛面進行客觀分類并分析差異性的來源，旨在為掛面品質(zhì)的評價提供一種新的思路，并為面片醒發(fā)在生產(chǎn)中的應(yīng)用提供理論依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 材料與試劑

小麥粉（A1粉）由湖南省振華食品檢驗研究院提供。

1.2 儀器與設(shè)備

TMS-PRO質(zhì)構(gòu)儀 美國Food Technology公司；HWS-150恒溫恒濕箱 上海蘇盈試驗儀器有限公司。

1.3 方法

1.3.1 掛面制備

掛面品嘗評價參照LS/T 3202—1993《面條用小麥粉》。掛面制作方法按小麥粉3 000 g、水990 g、鹽60 g和面，初壓，復(fù)合壓延2 次，之后將面片放入恒溫恒濕實驗箱里進行醒發(fā)，醒發(fā)完畢再壓延6 次，之后切條（寬度3 mm、厚度0.85 mm），烘干。除醒發(fā)條件不同外，各組掛面的制作方法完全相同。經(jīng)過預(yù)實驗確定醒發(fā)條件為溫度35 ℃，分別醒發(fā)1、2、4、6、8、10、12、14 h，以及醒發(fā)溫度為25、30、35、40、45、50 ℃，處理1 h，分別記為35/1、35/2、35/4、35/6、35/8、35/10、35/12、35/14、25/1、30/1、35/1、40/1、45/1、50/1，空白樣品編號為0/0，制面厚度參數(shù)設(shè)置見表1。

表1 制面厚度參數(shù)設(shè)置Table 1 Thickness parameter settings for noodles

1.3.2 煮后掛面TPA測試

使用P/50圓柱形探頭進行TPA測試[18-19]。取制作好的掛面若干，利用測厚規(guī)分別測定掛面中段厚度，選擇3 根厚度為0.75 mm的掛面樣品放入電磁爐上沸水（2 100 W）中煮4 min后，將面條撈出，立即放入冷水（5 ℃）中浸泡2 min，而后撈出置于篩子上晾5 s，先后放于測試臺進行測試。測試程序設(shè)置按下列參數(shù)設(shè)定進行：測前速率30 mm/min、測試速率6 mm/min、測后速率30 mm/min、壓縮率80%、起始力0.05 N。重復(fù)測定6 次取平均值[20]。

1.4 數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析

采用SPSS 19.0軟件進行PCA，Origin 8.5軟件進行制圖。

2 結(jié)果與分析

2.1 各質(zhì)構(gòu)指標值與相關(guān)性分析

表2 掛面TPA特性測定結(jié)果Table 2 TPA properties of noodles

掛面相關(guān)的質(zhì)構(gòu)指標平均值列于表2。質(zhì)構(gòu)指標包括硬度（X1）、黏附性（X2）、彈性（X3）、黏聚性（X4）、膠著性（X5）、咀嚼性（X6）、回復(fù)性（X7）7 個指標。由于評價指標較多，且彼此間存在一定的相關(guān)性，所采集的數(shù)據(jù)在一定程度上信息有重疊，無法對掛面的品質(zhì)進行準確分析，此時采用PCA方法[20-23]，將多個指標問題轉(zhuǎn)換為較少的新的指標問題，并且這些新的指標既互不相關(guān)，又能綜合反映原指標[24]，從而對不同醒發(fā)條件下的食用品質(zhì)進行評價。

表3 掛面TPA特性指標之間的相關(guān)性分析Table 3 Correlation analysis among TPA characteristic parameters

各測定指標具有不同的量綱，為了消除由此產(chǎn)生的不合理影響，在分析之前先對數(shù)據(jù)進行標準化處理，再采用SPSS 19.0軟件對掛面質(zhì)構(gòu)指標進行皮爾遜積矩相關(guān)系數(shù)計算[25]。由表3可知，掛面TPA各參數(shù)間都有不同程度的相關(guān)性。特別是硬度與黏附性、膠著性之間存在極顯著正相關(guān)（P＜0.01），黏附性與膠著性呈極顯著正相關(guān)（P＜0.01），咀嚼性和黏附性也存在顯著正相關(guān)（P＜0.05）。所以，這些指標反映的信息在不同程度上都有關(guān)聯(lián)。因此，采用PCA法對不同醒發(fā)條件下得到的掛面進行品質(zhì)評價。

2.2 不同醒發(fā)處理掛面質(zhì)構(gòu)的PCA

表4 相關(guān)成分的特征值及貢獻率Table 4 Eigenvalues and variance contribution rates of the related components

本研究以煮后掛面TPA特性作為分析對象，運用SPSS 19.0軟件對表2中的數(shù)據(jù)采用PCA[26]，結(jié)果見表4，描述了PCA初始值對原有變量總體描述情況。由表4可知，第1（Z1）、2（Z2）、3主成分（Z3）的方差貢獻率分別為40.20%、27.84%、16.37%，三者累計方差貢獻率為84.41%，包含了樣品中的絕大多數(shù)信息，能反映掛面質(zhì)構(gòu)特性的整體信息，因而可以選擇前3 個主成分進行分析。

表5 3個主成分的因子載荷Table 5 Factor loading of the three principal components

因子載荷量能反映各指標對主成分貢獻率的大小。由表5可知，第1主成分載荷主要包括硬度（X1）、黏附性（X2）、膠著性（X5）的信息，它們具有很高的載荷，其中硬度在Z1上的載荷最大，為“硬度因子”；第2主成分主要包括黏聚性（X4）和回復(fù)性（X7）的信息，其中回復(fù)性上的載荷最大，為“回復(fù)性因子”；第3主成分主要是彈性（X3）和咀嚼性（X6）的信息，其中彈性的載荷最大，為“彈性因子”。

根據(jù)表5中主成分的因子載荷，可以構(gòu)建主成分與掛面各TPA指標之間的線性關(guān)系式：

圖1 不同醒發(fā)條件對第1、2主成分散點圖Fig. 1 Scatter plot of the first and the second principal components for noodles made under different proofing conditions

圖2 不同醒發(fā)條件對第2、3主成分散點圖Fig. 2 Scatter plot of the second and third principal components for noodles made under different proofing conditions

計算出15 個樣品的第1、2、3主成分值，然后以第2主成分值為橫坐標、第1、3主成分值為縱坐標作散點圖（圖1、2）。由圖1、2可知，雖然整體來說，各個點比較分散，但是4和5號（40/1、45/1）、13和14號（35/12、35/14）始終是被分為一類的，而未醒發(fā)樣品從未和任一個醒發(fā)組樣品分為一類，說明醒發(fā)處理對掛面的質(zhì)構(gòu)品質(zhì)具有一定影響。

圖3 不同醒發(fā)時間對掛面質(zhì)構(gòu)主成分的影響Fig. 3 Effect of proofing duration on the principal component scores of noodle texture

由圖3可知，與空白樣品相比，面片經(jīng)過35 ℃條件下醒發(fā)1～14 h后，第1主成分（硬度因子）均降低，第2主成分（回復(fù)性因子）和第3主成分（彈性因子）除了2 h時升高，其他處理條件下都降低了。由此可見，醒發(fā)2 h時，掛面的硬度降低而回復(fù)性、彈性升高，使掛面的口感更為協(xié)調(diào)。

表6 不同醒發(fā)時間對第1、2、3主成分的影響Table 6 Effect of proofing time on the first, second and third principal components

由表6可知，醒發(fā)處理樣品與空白樣品的第1主成分有顯著差異（P＜0.05），第2主成分除了35/1、35/2與空白組無顯著差異，其他組醒發(fā)處理樣品都與空白組有顯著性差異，第3主成分除了35/1、35/4與空白組無顯著差異，其他醒發(fā)處理組樣品與空白組有顯著性差異；而在35 ℃溫度條件下，經(jīng)不同時間處理，除35/12、35/14之間均無顯著差異外，其他醒發(fā)處理組第1、2、3主成分間均有顯著差異，說明在35 ℃醒發(fā)1～10 h范圍內(nèi)，醒發(fā)處理對第1、2、3主成分影響顯著，由此可以分析出，在PCA中0/0單獨分為一類是由于第1、2、3主成分共同的差異導(dǎo)致的，而35/12和35/14始終被分為一類，是由于第1、2、3主成分差異均不顯著，其他組未被分為一類，是由于其第1、2、3主成分中至少1 個主成分有顯著差異。

由圖4可知，面片經(jīng)過25～50 ℃的溫度處理1 h后，第1主成分（硬度因子）均減小，第2、3主成分（回復(fù)性因子、彈性因子）除了35 ℃條件下升高，其他處理條件下都降低了。由此可見，在35 ℃處理1 h時，掛面的硬度降低而回復(fù)性彈性增加，使掛面口感更為豐富。

圖4 不同醒發(fā)溫度對掛面質(zhì)構(gòu)主成分的影響Fig. 4 Effect of proofing temperature on the principal component scores of noodle texture

表7 不同醒發(fā)溫度對第1、2、3主成分的影響Table 7 Effect of proofing temperature on the first, second and third principal components

由表7可知，除25/1外，醒發(fā)處理樣品與空白樣品第1主成分均有顯著性差異（P＜0.05），第2主成分除25/1、35/1組外，都與空白組有顯著差異，第3主成分均與空白組無顯著差異。0/0與25/1和35/1未被分成一類，說明僅僅是第1主成分或者第2主成分的差異并不能造成掛面質(zhì)構(gòu)品質(zhì)的顯著差異；在醒發(fā)時間1 h條件下，經(jīng)過不同溫度處理，醒發(fā)處理組之間均存在顯著差異，說明在25～50 ℃醒發(fā)溫度范圍內(nèi)，醒發(fā)處理對第1、2、3主成分影響顯著。由此可以分析出，PCA中分為一類是由于第1、2、3主成分的共同作用。0/0單獨分為一類是由于第1、2、3主成分共同的差異導(dǎo)致的，而40/1、45/1始終被分為一類，是由于第1、2、3主成分差異不顯著，其他組未被分為一類，是由于它們的第1、2、3主成分中至少1 個主成分有顯著差異。

3 討論與結(jié)論

掛面質(zhì)構(gòu)品質(zhì)評價的基礎(chǔ)是評價因子的選擇，其決定了評價的效果，目前國內(nèi)并沒有針對醒發(fā)對掛面質(zhì)構(gòu)品質(zhì)影響建立評價模型。掛面的質(zhì)構(gòu)指標之間有不同程度的相關(guān)性，為避免各指標反映的信息重疊，本實驗應(yīng)用PCA法對掛面質(zhì)構(gòu)的7 個指標進行了研究，反映出掛面質(zhì)構(gòu)特性的關(guān)鍵因素，發(fā)現(xiàn)硬度因子、回復(fù)性因子、彈性因子為掛面質(zhì)構(gòu)評定的主成分因子，3 個主成分的貢獻率達到了84.41%，即能代表大多數(shù)的質(zhì)構(gòu)信息。

因此，在前期工作基礎(chǔ)上，本實驗在不同醒發(fā)條件下制作了掛面產(chǎn)品，發(fā)現(xiàn)與空白樣品相比，面片經(jīng)過35 ℃醒發(fā)1～14 h后，第1主成分（硬度因子）均降低，第2主成分（回復(fù)性因子）、第3主成分（彈性因子）除了2 h時升高，其他處理條件下均降低；面片經(jīng)過25～50 ℃條件下處理1 h后，第1主成分均減小，第2、3主成分除了35 ℃溫度條件下升高，其他處理條件下都降低了。由此可見，35/2和35/1組掛面的硬度降低而回復(fù)性彈性升高，掛面的口感更為協(xié)調(diào)。此結(jié)果與前人的研究[17]基本相符。

0/0單獨分一類是由于對面片的醒發(fā)處理導(dǎo)致第1、2、3主成分的共同差異，說明醒發(fā)處理對制成的掛面產(chǎn)品質(zhì)構(gòu)品質(zhì)有一定的影響；35/12和35/14、40/1和45/1被分為一類是由于它們的第1、2、3主成分均無顯著差異；而40/1、45/1始終被分為一類，是由于第1、2、3主成分差異不顯著，其他組未被分為一類，是由于其第1、2、3主成分中至少1 個主成分有顯著差異。綜上表明采用PCA法作為掛面質(zhì)構(gòu)品質(zhì)評價方法是可行的。

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Evaluation of Noodles Made under Different Proofing Conditions Based on Principal Component Analysis

WU Jing1, WANG Yuanliang1, LI Ke1, ZHOU Xiaoling2, LI Zongjun1,*
(1. Hunan Province Key Laboratory of Food Science and Biotechnology, College of Food Science and Technology, Hunan Agricultural University, Changsha 410128, China; 2. Hunan Zhenhua Food Detection and Research Institute, Changsha 410007, China)

In order to overcome the disadvantages of the traditional evaluation method for noodle quality, seven texture parameters of noodles made under different proofing conditions were analyzed using principal component analysis. As they contributed to 84.41% of the cumulative variance, three new independent indexes i.e., hardness factor as the first principal component (Z1), resilience factor as the second principal component (Z2) and elasticity factor as the third principal component (Z3) were established to be related to the quality of noodles. The principal component analysis showed that the contribution rates of the first, second and third principal components were 40.20%, 27.84% and 16.37%, respectively, which could represent the changing trends of noodles texture. By analyzing the principal component scores for the noodles made under the proofing conditions studied, principal component analysis is feasible to evaluate the texture of noodles.

noodles; proofing; principal component analysis; texture properties

10.7506/spkx1002-6630-201621021

TS231

A

1002-6630（2016）21-0119-05

伍婧, 王遠亮, 李珂, 等. 基于主成分分析的不同醒發(fā)條件下掛面的特征質(zhì)構(gòu)[J]. 食品科學(xué), 2016, 37(21): 119-123.

DOI:10.7506/spkx1002-6630-201621021. http://www.spkx.net.cn

WU Jing, WANG Yuanliang, LI Ke, et al. Evaluation of noodles made under different proofing conditions based on principal component analysis[J]. Food Science, 2016, 37(21): 119-123. (in Chinese with English abstract) DOI:10.7506/spkx1002-6630-201621021. http://www.spkx.net.cn

2015-12-13

伍婧（1990—），女，碩士研究生，研究方向為食品生物技術(shù)。E-mail：wujingfighting@163.com

*通信作者：李宗軍（1968—），男，教授，博士，研究方向為食品生物技術(shù)。E-mail：hnlizongjun@163.com