李玉龍，楊 燁，陸國權(quán)

（浙江農(nóng)林大學(xué)薯類作物研究所，浙江省農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)改良技術(shù)研究重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，杭州 臨安 311300）

基于均勻設(shè)計(jì)和主成分分析的甘薯薯片油炸工藝優(yōu)化

李玉龍，楊 燁，陸國權(quán)*

（浙江農(nóng)林大學(xué)薯類作物研究所，浙江省農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)改良技術(shù)研究重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，杭州 臨安 311300）

為優(yōu)化甘薯薯片油炸工藝，采用單因素和均勻設(shè)計(jì)相結(jié)合進(jìn)行試驗(yàn)，對(duì)均勻設(shè)計(jì)試驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行多元回歸分析。單因素試驗(yàn)表明：切片厚度、預(yù)干燥階段和油炸階段對(duì)含油量、L*值和b*值有較大影響；均勻設(shè)計(jì)逐步回歸分析表明：油炸時(shí)間對(duì)含油量影響顯著（P=0.011），食鹽水質(zhì)量分?jǐn)?shù)對(duì)含水量影響顯著（P=0.022），油炸溫度和油炸時(shí)間對(duì)L*值影響極顯著（P=0.001），預(yù)干燥時(shí)間和油炸時(shí)間對(duì)b*值影響顯著，食鹽水浸泡時(shí)間、食鹽水質(zhì)量分?jǐn)?shù)、預(yù)干燥溫度、預(yù)干燥時(shí)間和切片厚度對(duì)脆度的影響符合二次多項(xiàng)式回歸模型（P=0.001）；指標(biāo)主成分分析表明：提取2 個(gè)主成分能解釋87.4%的指標(biāo)信息，達(dá)到指標(biāo)降維目的；嶺回歸分析建立了綜合得分回歸模型，相關(guān)系數(shù)R為0.997，能很好地?cái)M合產(chǎn)品的綜合得分；偏最小二乘法回歸分析預(yù)測(cè)最佳綜合評(píng)分工藝參數(shù)為切片厚度2 mm、熱燙時(shí)間1 min、質(zhì)量分?jǐn)?shù)1%食鹽水浸泡20 min、預(yù)干燥溫度60 ℃、預(yù)干燥時(shí)間70 min、油炸溫度150 ℃、油炸時(shí)間1 min，驗(yàn)證綜合評(píng)分為0.89，綜合評(píng)分高于均勻設(shè)計(jì)試驗(yàn)組最高值0.86。優(yōu)化工藝所得產(chǎn)品具有含油量低、顏色和脆度俱佳等特點(diǎn)，相關(guān)模型具有良好的預(yù)測(cè)能力。

均勻設(shè)計(jì)；主成分分析；綜合評(píng)價(jià)；含油量；顏色；脆度

我國是甘薯世界第一生產(chǎn)大國，鮮薯總產(chǎn)保持在1億 t左右，甘薯含有豐富的膳食纖維、糖、維生素、礦物質(zhì)等重要營養(yǎng)成分，是公認(rèn)的最佳食品之一[1]。甘薯用途十分廣泛，除用于鮮食和飼用外，主要用于加工淀粉及淀粉衍生制品，如三粉（淀粉、粉絲、粉條）[2]、變性淀粉[3]、抗性淀粉[4-6]以及發(fā)酵乙醇[7]等，用于加工薯片較少。以甘薯為原料的薯片主要分為兩大類型：一是鮮切薯片，由鮮薯直接切片加工的薯片，如常壓油炸薯片[8]、真空油炸薯片[9]、變溫壓差膨化薯片[10]等；一是復(fù)合薯片，由甘薯淀粉為原料，混合其他淀粉等成分經(jīng)過重新組織化再加工生產(chǎn)的薯片，如：復(fù)合油炸薯片[11]、焙烤薯片[12]等。甘薯常壓油炸薯片面臨含油量高[8-9,13]、質(zhì)地堅(jiān)硬[13]等問題，真空油炸等技術(shù)可以一定程度解決這些問題，但是會(huì)大幅增加產(chǎn)品的成本，不利于在中小企業(yè)中推廣；復(fù)合薯片可以適當(dāng)控制含油量，但是其加工配方中需要加入其他成分以及食品添加劑等，而且會(huì)帶來顏色變差等不良影響[11-12]。因此，對(duì)常壓油炸甘薯薯片加工工藝進(jìn)行優(yōu)化具有現(xiàn)實(shí)意義。常壓油炸工藝優(yōu)化主要用于馬鈴薯薯片加工，并具有良好的效果[14-16]，對(duì)甘薯薯片常壓油炸工藝優(yōu)化比較少，甘薯薯片主要是利用真空油炸等技術(shù)進(jìn)行加工，可以保持較低的含油量以及較完整的營養(yǎng)成分[9,17]等。

均勻設(shè)計(jì)法是我國科學(xué)家方開泰等[18]將數(shù)論和多元設(shè)計(jì)相結(jié)合，在正交試驗(yàn)設(shè)計(jì)的基礎(chǔ)上創(chuàng)造出的一種新的試驗(yàn)設(shè)計(jì)方法，與正交試驗(yàn)比較具有顯著減少試驗(yàn)次數(shù)的優(yōu)點(diǎn)，尤其適合于多因素水平的試驗(yàn)。主成分分析法是一種基于二階統(tǒng)計(jì)的數(shù)據(jù)分析方法，該方法在各個(gè)變量之間相關(guān)關(guān)系研究的基礎(chǔ)上，用一組較少的、互不相關(guān)的新變量（即主元）代替原來較多的變量，而且使這些新變量盡可能多地保留原來復(fù)雜變量所反映的信息[19]，可以達(dá)到指標(biāo)降維的目的[20]。均勻設(shè)計(jì)法已廣泛運(yùn)用于生命科學(xué)領(lǐng)域，主要用于實(shí)驗(yàn)方案和產(chǎn)品配方的優(yōu)化等[21-26]；主成分分析在生命科學(xué)領(lǐng)域主要運(yùn)用于綜合評(píng)價(jià)產(chǎn)品品質(zhì)等方面[27-30]。本研究采用單因素試驗(yàn)與均勻設(shè)計(jì)試驗(yàn)相結(jié)合的方法，對(duì)甘薯薯片常壓油炸加工工藝涉及到的參數(shù)，以含油量、含水量、顏色以及脆度等為指標(biāo)進(jìn)行優(yōu)化研究，采用主成分分析等統(tǒng)計(jì)方法對(duì)實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，以期為實(shí)際生產(chǎn)加工及研究提供更多參考。

1 材料與方法

1.1 材料、試劑與儀器

甘薯，品種為浙薯259，由浙江農(nóng)林大學(xué)薯類作物研究所提供；食鹽 市售；乙醚（分析純） 上海凌峰化學(xué)試劑有限公司。

TMS-PRO質(zhì)構(gòu)儀 美國FTC公司；TS-Q288切片機(jī)四會(huì)市騰昇機(jī)械設(shè)備有限公司；DHG-9076A烘箱上海精宏實(shí)驗(yàn)設(shè)備有限公司；EF-82油炸鍋 上海連富機(jī)械有限公司；HP-2132便攜式色差儀 上海漢譜光電科技有限公司；索氏抽提器 四川蜀玻（集團(tuán)）有限責(zé)任公司。

1.2 方法

1.2.1 甘薯薯片常壓油炸加工工藝

鮮薯→清洗去皮→切片→清洗→熱燙→冷卻→食鹽水浸泡→預(yù)干燥→冷卻→油炸→成品。

1.2.2 含油量測(cè)定

參考GB/T 5009.6—2003《食品中脂肪的測(cè)定》中索氏抽提法。測(cè)定3 次取平均值。

1.2.3 含水量測(cè)定

參考GB 5009.3—2010《食品中水分的測(cè)定》中直接干燥法。測(cè)定3 次取平均值。

1.2.4 L*值、b*值的測(cè)定

用便攜式色差儀測(cè)定，依次讀取明度L*值、黃度b*值。測(cè)定10 次取平均值。

1.2.5 脆度的測(cè)定

采用三點(diǎn)彎曲法測(cè)定最大破碎力，即為甘薯薯片脆度[31]，觸發(fā)力0.2 N，測(cè)定速率0.5 mm/s，下降距離20 mm。平行測(cè)定10 次取平均值。

1.2.6 單因素試驗(yàn)

以切片厚度、熱燙時(shí)間、食鹽水質(zhì)量分?jǐn)?shù)、食鹽水浸泡時(shí)間、預(yù)干燥溫度、預(yù)干燥時(shí)間、油炸溫度、油炸時(shí)間為單因素進(jìn)行試驗(yàn)，控制其他因素不變，分別考察對(duì)含油量、L*值、b*值的影響情況。

1.2.7 均勻設(shè)計(jì)試驗(yàn)

在單因素試驗(yàn)基礎(chǔ)上，采用混水平均勻設(shè)計(jì)方案U10（57×21），以含油量、含水量、脆度、L*值、b*值為考察指標(biāo)進(jìn)行試驗(yàn)。將熱燙時(shí)間、食鹽水質(zhì)量分?jǐn)?shù)、食鹽水浸泡時(shí)間、預(yù)干燥溫度、預(yù)干燥時(shí)間、油炸溫度、油炸時(shí)間7 個(gè)因素的第1、2，3、4，5、6，7、8、9、10水平分別合并為第1、2、3、4、5水平。混水平均勻設(shè)計(jì)方案U10（57×21）見表1。對(duì)所得試驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行主成分回歸、嶺回歸等多元統(tǒng)計(jì)分析。根據(jù)第1、2主成分得分按下式計(jì)算各組試驗(yàn)產(chǎn)品綜合得分Fi：

式中：PC1和PC2為主成分貢獻(xiàn)率/%；F1和F2為主成分得分；CP2累計(jì)貢獻(xiàn)率/%。

表1 均勻設(shè)計(jì)試驗(yàn)因素水平U7110（5×2）Table1 Factors and levels used in uniform design U7110(5×2）

1.3 數(shù)據(jù)處理

本研究利用SPSS 20、DPS 7等軟件，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行主成分回歸、嶺回歸等多元統(tǒng)計(jì)分析。

2 結(jié)果與分析

2.1 單因素試驗(yàn)結(jié)果

2.1.1 切片厚度對(duì)含油量、L*值、b*值的影響

原料切片厚度對(duì)產(chǎn)品含油量及外形等指標(biāo)具有一定影響[16]。固定其他條件：熱燙時(shí)間1 min、2%食鹽水浸泡5 min、70 ℃預(yù)干燥20 min、170 ℃油炸2 min。試驗(yàn)分別選取1、2、3、4、5 mm為原料切片厚度。如圖1所示，切片厚度對(duì)3 個(gè)指標(biāo)影響程度較大，隨切片厚度的增大，產(chǎn)品含油量呈增大趨勢(shì)，L*值和b*值先增大后趨于平衡。圖1a中，含油量從2 mm后開始增大，可能的原因是原料經(jīng)過預(yù)干燥處理后含水量下降，同時(shí)隨切片厚度的增加，其所含干物質(zhì)增多，故物質(zhì)結(jié)構(gòu)在同一時(shí)間內(nèi)截留的油量增加；圖1b、c中，切片厚度1 mm時(shí)L*值和b*值最低，L*值在切片厚度3 mm后趨于穩(wěn)定，b*值在切片厚度2 mm后趨于穩(wěn)定。綜合3 個(gè)指標(biāo)情況，選取切片厚度為2 mm較為適宜。

圖1 切片厚度對(duì)含油量（a）、b*值（c）的影響Fig.1 Effect of slice thickness on oil content, L* and b*L*值（b）和

2.1.2 熱燙時(shí)間對(duì)含油量、L*值、b*值的影響

圖2 熱燙時(shí)間對(duì)含油量（a）、b*值（c）的影響Fig.2 Effect of blanching time on oil content, L* and b*L*值（b）和

熱燙可以鈍化原料中酶的活性[32-33]，同時(shí)還能起到排除組織中的空氣等作用[32]。固定其他條件：切片厚度2 mm、2%食鹽水浸泡5 min、70 ℃預(yù)干燥20 min、170 ℃油炸2 min。試驗(yàn)采用90～100 ℃沸水為熱燙溫度，分別選取1、3、5、7、9 min為熱燙時(shí)間。由圖2可以看出，熱燙時(shí)間對(duì)3 個(gè)指標(biāo)影響程度較小。圖2a中，熱燙時(shí)間在1～5 min時(shí)含油量呈平穩(wěn)上升趨勢(shì)，從5～9 min時(shí)含油量上升趨勢(shì)加大；圖2b中，隨熱燙時(shí)間的延長，L*值呈下降趨勢(shì)的，在5 min時(shí)達(dá)到最低，7 min又回到較高值，之后又下降；圖2c中，熱燙時(shí)間在1～5 min時(shí)，b*值呈下降趨勢(shì)，7 min時(shí)又達(dá)到最高，之后又下降。為使薯片含油量和L*值適中且b*值最小，綜合3 個(gè)指標(biāo)情況，取熱燙時(shí)間小于5 min較為適宜。

2.1.3 食鹽水質(zhì)量分?jǐn)?shù)對(duì)含油量、L*值、b*值的影響

圖3 食鹽水質(zhì)量分?jǐn)?shù)對(duì)含油量（a）、L*值（b）、b*值（c）的影響Fig.3 Effect of saline concentration on oil content, L* and b*

食鹽浸泡對(duì)產(chǎn)品含油量[32]和顏色[34]有一定影響。固定其他條件：切片厚度2 mm、熱燙時(shí)間1 min、食鹽水浸泡5 min、70 ℃預(yù)干燥20 min、170 ℃油炸1.5 min。試驗(yàn)分別選取質(zhì)量分?jǐn)?shù)1%、3%、5%、7%、9%的食鹽水浸泡5 min。由圖3可以看出，不同質(zhì)量分?jǐn)?shù)食鹽水浸泡對(duì)3 個(gè)指標(biāo)影響程度較小。圖3a中，隨食鹽水質(zhì)量分?jǐn)?shù)增加，含油量呈下降趨勢(shì)；圖3b中，隨食鹽水質(zhì)量分?jǐn)?shù)增加，L*值呈上升趨勢(shì)；圖3c中，b*值在食鹽質(zhì)量分?jǐn)?shù)為3%時(shí)達(dá)到最大值。試驗(yàn)表明高質(zhì)量分?jǐn)?shù)的食鹽水浸泡有助于降低產(chǎn)品含油量以及維持產(chǎn)品顏色，考慮食鹽水質(zhì)量分?jǐn)?shù)過高將導(dǎo)致Na離子增加，產(chǎn)品口感偏咸，綜合考慮食鹽水質(zhì)量分?jǐn)?shù)小于5%較為適宜。

2.1.4 食鹽水浸泡時(shí)間對(duì)含油量、L*值、b*值的影響

圖4 食鹽水浸泡時(shí)間對(duì)含油量（a）、L*值（b）、b*值（c）的影響Fig.4 Effect of immersion time on oil content, L* and b*

試驗(yàn)分別選取5、10、15、20、25 min為2%食鹽水浸泡處理時(shí)間。固體其他條件：切片厚度2 mm、熱燙時(shí)間1 min、70 ℃預(yù)干燥20 min、170 ℃油炸2 min。由圖4可以看出，食鹽浸泡時(shí)間對(duì)3 個(gè)指標(biāo)影響程度較小。圖4a中，隨食鹽浸泡時(shí)間的延長，含油量呈增大趨勢(shì)；圖4b中，隨食鹽浸泡時(shí)間的延長，L*值呈上升趨勢(shì)；圖4c中，b*值呈先上升后下降趨勢(shì)。綜合考慮3 個(gè)因素，食鹽水浸泡時(shí)間20 min以內(nèi)較為適宜。

2.1.5 預(yù)干燥溫度對(duì)含油量、L*值、b*值的影響

圖5 預(yù)干燥溫度對(duì)含油量（a）、L*值（b）、b*值（c）的影響Fig.5 Effect of pre-drying temperature on oil content, L* and b*

預(yù)干燥處理可以降低產(chǎn)品含油量[32]。固定其他條件：切片厚度2 mm、熱燙時(shí)間1 min、2%食鹽水浸泡5 min、預(yù)干燥時(shí)間20 min、170 ℃油炸1.5 min。試驗(yàn)分別選取40、50、60、70、80 ℃為預(yù)干燥溫度。由圖5可以看出，預(yù)干燥溫度對(duì)含油量影響較大，對(duì)L*值和b*值影響較小。圖5a中，隨預(yù)干燥溫度升高，含油量先增加后降低，在50 ℃時(shí)達(dá)到最大值，40～50 ℃這一過程的含油量升高可能是因?yàn)?0 ℃條件下干燥作用較弱，在原料表面形成致密層，一定程度阻礙了油炸過程中的水分蒸發(fā)、油脂滲入；圖5b中，隨預(yù)干燥溫度升高，L*值呈下降趨勢(shì)，可能的原因是隨含水量降低，參加油炸過程中美拉德反應(yīng)的物質(zhì)增多，生成更多的顏色物質(zhì)，最終導(dǎo)致L*值降低；圖5c中，隨預(yù)干燥溫度升高，b*值呈下降、升高再下降的趨勢(shì)，在40～70 ℃時(shí)小幅波動(dòng)，超過70 ℃后水分降低嚴(yán)重，美拉德反應(yīng)物質(zhì)生成增多，使薯片喪失原有的顏色。綜合考慮，預(yù)干燥溫度在50～70 ℃之間較為適宜。

2.1.6 預(yù)干燥時(shí)間對(duì)含油量、L*值、b*值的影響

圖6 預(yù)干燥時(shí)間對(duì)含油量（a）、L*值（b）、b*值（c）的影響Fig.6 Effect of pre-drying time on oil content, L* and b*

分別選取10、30、50、70、90 min為70 ℃預(yù)干燥處理時(shí)間。固定其他條件：切片厚度2 mm、熱燙時(shí)間1 min、2%食鹽水浸泡5 min、170 ℃油炸2 min。由圖6可以看出，預(yù)干燥時(shí)間對(duì)3 個(gè)指標(biāo)影響程度較大。圖6a中，隨預(yù)干燥時(shí)間延長，含油量呈減小趨勢(shì)，隨干燥時(shí)間延長，原料含水量逐漸降低，因此含油量逐漸降低[32]；圖6b中，隨預(yù)干燥時(shí)間延長，L*值呈下降、升高再下降的趨勢(shì)，在50 min時(shí)達(dá)到最低；圖6c中，隨預(yù)干燥時(shí)間的延長，b*值呈上升、下降再上升的趨勢(shì)。薯片硬度和含油量具有明顯的負(fù)相關(guān)性[13]，含油量越低薯片硬度會(huì)越大，且預(yù)干燥時(shí)間過長，產(chǎn)品卷邊現(xiàn)象嚴(yán)重，并且容易變焦，口感不好[35]，再綜合L*值和b*值考慮預(yù)干燥時(shí)間在30～70 min之間較為適宜。

2.1.7 油炸溫度對(duì)含油量、L*值、b*值的影響

圖7 油炸溫度對(duì)含油量（a）、L*值（c）的影響Fig.7 Effect of frying temperature on oil content, L* and b**值（b）、b

分別選取110、130、150、170、190 ℃為油炸1.5 min的處理溫度。固定其他條件：切片厚度2 mm、熱燙時(shí)間1 min、2%食鹽水浸泡5 min、70 ℃預(yù)干燥20 min。由圖7可以看出，油炸溫度對(duì)3 個(gè)指標(biāo)影響程度較大。圖7a中，隨油炸溫度升高，含油量呈階段性下降趨勢(shì)，在130～150 ℃時(shí)趨勢(shì)不明顯，在110～130 ℃和150～170 ℃時(shí)下降趨勢(shì)明顯，170 ℃后達(dá)到平衡；圖7b中，隨油炸溫度升高，L*值呈下降趨勢(shì)，在110～170 ℃時(shí)下降趨勢(shì)緩和，170～190 ℃時(shí)急速下降；圖7c中，隨油炸溫度升高，b*值呈先上升后下降的趨勢(shì)，在150 ℃時(shí)達(dá)到最高。油炸溫度在170 ℃以后，L*值和b*值都出現(xiàn)劇烈下降，可能是隨溫度升高油炸程度加劇，薯片變焦導(dǎo)致，在110～130 ℃時(shí)黃色偏小可能是因?yàn)橛驼ú粍×?，美拉德反?yīng)產(chǎn)生的顏色物質(zhì)不夠?qū)е?，綜合含油量因素考慮油炸溫度在150～170 ℃時(shí)較為適宜。

2.1.8 油炸時(shí)間對(duì)含油量、L*值、b*值的影響

圖8 油炸時(shí)間對(duì)含油量（a）、L*值（c）的影響Fig.8 Effect of frying time on oil content, L* and b**值（b）、b

分別選取1、2、3、4、5 min為170 ℃油炸時(shí)間。固定其他條件：切片厚度2 mm、熱燙時(shí)間1 min、2%食鹽水浸泡5 min、70 ℃預(yù)干燥20 min。由圖8可以看出，油炸時(shí)間對(duì)含油量影響程度較小，對(duì)L*值和b*值影響程度較大。圖8a中，隨油炸時(shí)間延長，含油量呈上升趨勢(shì)；圖8b中，隨油炸時(shí)間延長，L*值呈下降趨勢(shì)；圖8c中，隨油炸時(shí)間延長，b*值呈先下降后上升的趨勢(shì)。油炸時(shí)間越長含油量越高，但是油炸時(shí)間過短，薯片無脆感，再綜合L*值和b*值考慮，油炸時(shí)間控制在3 min以內(nèi)較為適宜。

2.2 均勻設(shè)計(jì)試驗(yàn)結(jié)果

2.2.1 指標(biāo)模型建立

通過單因素試驗(yàn)和文獻(xiàn)[13]對(duì)比，增加含水量和脆度2 個(gè)指標(biāo)，即采用混水平均勻設(shè)計(jì)方案U10（57×21）進(jìn)行試驗(yàn)，研究各因素與含油量、含水量、脆度、L*值和b*值之間的關(guān)系，如表2所示。

表2 均勻設(shè)計(jì)試驗(yàn)結(jié)果Table2 Uniform design with experimental results

含油量和含水量的誤差較小，L*值、b*值和脆度的誤差較大，這說明常壓油炸加工可能導(dǎo)致最終產(chǎn)品外觀一致性較差，脆度一致性較差，含油量和含水量等成分類指標(biāo)具有良好的一致性。

表3 指標(biāo)模型概況Table3 Summary of the model parameters

對(duì)試驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行逐步回歸分析，建立指標(biāo)模型概況見表3。含油量（Y1）和含水量（Y2）在一次回歸時(shí)方程模型達(dá)到顯著水平（P＜0.05），且相關(guān)系數(shù)R較大，方程模型具有較好擬合度，其中，影響含油量的主要因素為油炸時(shí)間，影響含水量的主要因素為食鹽水質(zhì)量分?jǐn)?shù)；L*值（Y4）和b*值（Y5）在一次回歸時(shí)方程模型達(dá)到極顯著（P＜0.01），且相關(guān)系數(shù)R接近1，具有很好擬合度，其中，影響L*值的因素為油炸時(shí)間和油炸溫度，且油炸時(shí)間影響程度大于油炸溫度[24]，影響b*值的因素為預(yù)干燥時(shí)間和油炸時(shí)間，且油炸時(shí)間影響程度大于預(yù)干燥時(shí)間[24]；脆度（Y3）一次回歸時(shí)在P值小于0.05水平上沒有因素進(jìn)入回歸方程，二次回歸時(shí)達(dá)到極顯著（P＜0.01），相關(guān)系數(shù)R為0.999，方程模型擬合度好，方程模型一次回歸不顯著，可能是由影響脆度的主要為因素之間的互作效應(yīng)導(dǎo)致的，如食鹽水浸泡時(shí)間和油炸時(shí)間的互作效應(yīng)等。

2.2.2 油炸薯片品質(zhì)主成分分析

表4 5 個(gè)主成分的特征值、貢獻(xiàn)率及累計(jì)貢獻(xiàn)率Table4 Eigenvalues, contribution rates and cumulative contribution rates of fi ve principal components

表5 5 個(gè)指標(biāo)的特征向量Table5 Eigenvectors of five principal components

如表4、5所示，通過主成分分析，根據(jù)累計(jì)貢獻(xiàn)率大于85%的原則，提取2 個(gè)主成分時(shí)累計(jì)貢獻(xiàn)率達(dá)到87.4%，即提取的2 個(gè)主成分可以解釋全部指標(biāo)87.4%的信息，說明提取的2 個(gè)主成分能夠全面反映甘薯薯片的品質(zhì)信息[29]。根據(jù)指標(biāo)的特征向量絕對(duì)值大小可以看出，決定第1主成分大小的指標(biāo)主要是L*值、b*值、含油量和含水量；決定第2主成分大小的指標(biāo)主要是脆度。

表6 主成分得分Table6 Principal component scores

如表6所示，第4組試驗(yàn)產(chǎn)品綜合得分最高，為0.861 7；第9組試驗(yàn)產(chǎn)品綜合得分最低，為-1.215 2。

2.2.3 指標(biāo)綜合得分模型的建立

如表7所示，通過嶺回歸分析建立指標(biāo)綜合得分模型，綜合得分Yi=-1.799 3-0.025 6Y1+0.145 1Y2+ 0.018 8Y3+0.019 7Y4+0.018 8Y5，模型相關(guān)系數(shù)R為0.997，模型擬合度很好。

表7 綜合得分模型方差分析Table7 Analysis of variance for comprehensive score

2.2.4 最佳工藝預(yù)測(cè)及驗(yàn)證

表8 組分誤差平方和及模型相關(guān)系數(shù)Table8 Error sum of squares for five principal components and correlation coeff i cients of the corresponding models

如表8所示，提取2 個(gè)組分時(shí)誤差平方和為0.249 5，相關(guān)系數(shù)R為0.972 3，表明提取2 個(gè)組分時(shí)具有較小誤差平方和以及較大相關(guān)系數(shù)，因此提取2 個(gè)組分作為偏最小二乘法回歸分析的潛變量。提取2 個(gè)組分作為潛變量，綜合得分取最大值時(shí)，模型預(yù)測(cè)最佳工藝參數(shù)為：切片厚度2 mm、熱燙時(shí)間1 min、食鹽水浸泡時(shí)間20 min、食鹽水質(zhì)量分?jǐn)?shù)1%、預(yù)干燥溫度60 ℃、預(yù)干燥時(shí)間70 min、油炸溫度150 ℃、油炸時(shí)間1 min。

表9 最佳工藝驗(yàn)證Table9 Verifi cation of the optimized process conditions

如表9所示，將綜合得分最大的最佳工藝參數(shù)帶入2.2.1節(jié)中建立的指標(biāo)模型，得到最佳工藝加工產(chǎn)品的各項(xiàng)預(yù)測(cè)指標(biāo)，再將預(yù)測(cè)指標(biāo)帶入2.2.3節(jié)中建立的綜合得分模型中，得到最佳工藝加工產(chǎn)品的預(yù)測(cè)指標(biāo)綜合得分為1.095 6；將最佳工藝加工產(chǎn)品的實(shí)測(cè)指標(biāo)帶入2.2.3節(jié)中建立的綜合得分模型中，得到最佳工藝加工產(chǎn)品的實(shí)測(cè)指標(biāo)綜合得分為0.885 5，兩者均高于試驗(yàn)組中最高的第4組，預(yù)測(cè)工藝切片厚度2 mm、熱燙時(shí)間1 min、食鹽水浸泡時(shí)間20 min、食鹽水質(zhì)量分?jǐn)?shù)1%、預(yù)干燥溫度60 ℃、預(yù)干燥時(shí)間70 min、油炸溫度150 ℃、油炸時(shí)間1 min即為本試驗(yàn)優(yōu)化最佳工藝。

3 討 論

切片厚度對(duì)指標(biāo)的影響較大，本研究隨切片厚度的增加含油量呈現(xiàn)遞增趨勢(shì)，這與張喻等[16]研究存在差異，可能的主要原因?yàn)槠溲芯恳媵燃谆w維素鈉膜被技術(shù)，一定程度上阻止了吸油的進(jìn)行。試驗(yàn)分析結(jié)果表明影響含油量的關(guān)鍵因素是油炸時(shí)間，呈正相關(guān)，這與相關(guān)研究結(jié)論一致[16,36]；影響含水量的關(guān)鍵因素是食鹽水質(zhì)量分?jǐn)?shù)，呈負(fù)相關(guān)，表明高濃度的鈉離子有利于控制產(chǎn)品的含水量，具體原因有待進(jìn)一步研究，但是考慮產(chǎn)品口感和健康等因素，食鹽含量不易過高；各因素對(duì)產(chǎn)品脆度的影響均不顯著，脆度主要受因素之間的交互作效應(yīng)影響，影響程度大小排序?yàn)槭雏}水浸泡時(shí)間×油炸時(shí)間＞預(yù)干燥時(shí)間×切片厚度＞食鹽水質(zhì)量分?jǐn)?shù)×預(yù)干燥時(shí)間＞食鹽質(zhì)量分?jǐn)?shù)×預(yù)干燥溫度＞預(yù)干燥溫度×預(yù)干燥時(shí)間。吳列洪等[13]研究了干率與硬度之間的關(guān)系，提到影響硬度的因素不止干率一個(gè)，與本研究結(jié)論一致；影響L*值的主要關(guān)鍵因素排序?yàn)橛驼〞r(shí)間＞油炸溫度，影響b*值的關(guān)鍵因素排序?yàn)橛驼〞r(shí)間＞預(yù)干燥時(shí)間，表明油炸和預(yù)干燥是影響產(chǎn)品顏色品質(zhì)的主要加工工序，這與Gamble[37]在研究油炸馬鈴薯薯片生產(chǎn)時(shí)的結(jié)論一致。在甘薯薯片常壓油炸加工過程中要綜合考慮各因素以及因素之間的交互作用對(duì)產(chǎn)品品質(zhì)的影響，今后應(yīng)該更多的關(guān)注各因素之間交互作用的相關(guān)研究。

4 結(jié) 論

單因素試驗(yàn)表明預(yù)干燥和油炸是影響甘薯薯片常壓油炸工藝的關(guān)鍵階段。

本研究綜合考慮含油量、含水量、脆度以及顏色指標(biāo)，采用單因素和均勻設(shè)計(jì)相結(jié)合的手段對(duì)甘薯常壓油炸工藝進(jìn)行優(yōu)化，得到最佳工藝為切片厚度2 mm、熱燙時(shí)間1 min、質(zhì)量分?jǐn)?shù)1%食鹽水浸泡20 min、預(yù)干燥溫度60 ℃、預(yù)干燥時(shí)間70 min、油炸溫度150 ℃、油炸時(shí)間1 min，加工的產(chǎn)品具有含油量和含水量低，顏色和脆度俱佳等特點(diǎn)。

本研究建立了指標(biāo)預(yù)測(cè)模型和綜合得分預(yù)測(cè)模型，2 個(gè)模型具有良好的預(yù)測(cè)能力，可用于適宜常壓油炸加工的甘薯品種品系篩選。

[1] 馬代夫, 李強(qiáng), 曹清河, 等. 中國甘薯產(chǎn)業(yè)及產(chǎn)業(yè)技術(shù)的發(fā)展與展望[J].江蘇農(nóng)業(yè)學(xué)報(bào), 2012, 28(5): 969-973.

[2] 王秀穎, 徐軒, 孫悅學(xué). 甘薯加工與綜合利用[J]. 園藝與種苗, 2015(3): 64-67. DOI:10.3969/j.issn.2095-0896.2015.03.024.

[3] 李光磊, 龐玲玲, 李一卓, 等. 甘薯淀粉辛烯基琥珀酸酯物化性質(zhì)的研究[J]. 現(xiàn)代食品科技, 2014, 30(2): 37-41.

[4] 朱木林, 梁雯霏, 李玉龍, 等. 微波-酶法制備甘薯抗性淀粉的工藝研究[J]. 食品工業(yè)科技, 2014, 35(16): 180-183; 187.

[5] 朱木林, 葉成宇, 陸國權(quán), 等. 酶法制備甘薯抗性淀粉工藝優(yōu)化研究[J].食品工業(yè), 2014, 35(8): 70-73.

[6] 唐忠厚, 陸國權(quán). 甘薯抗性淀粉理化特性研究[J]. 中國糧油學(xué)報(bào), 2010, 25(1): 37-42.

[7] 岳瑞雪, 孫健, 鈕福祥, 等. 響應(yīng)面分析法優(yōu)化甘薯乙醇發(fā)酵條件[J]. 核農(nóng)學(xué)報(bào), 2014, 28(8): 1400-1406. DOI:10.11869/ j.issn.100-8551.2014.08.1400.

[8] 林河通, 陳紹軍, 張炳鈴. 低油脂紅心甘薯薯片的常壓油炸工藝研究[J]. 農(nóng)業(yè)工程學(xué)報(bào), 2001, 17(5): 122-126. DOI:10.3321/ j.issn:1002-6819.2001.05.030.

[9] 祁芳斌, 陳發(fā)興. 低溫真空油炸甘薯脆片的研究[J]. 江西農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào), 2009, 31(3): 549-553. DOI:10.3969/ j.issn.1000-2286.2009.03.033.

[10] 郭婷, 鄧放明, 何新益. 預(yù)處理方式對(duì)甘薯變溫壓差膨化干燥產(chǎn)品品質(zhì)的影響[J]. 食品與機(jī)械, 2012, 28(6): 202-204. DOI:10.3969/ j.issn.1003-5788.2012.06.051.

[11] 白河清, 岳蘭昕, 張兵兵, 等. 復(fù)合型油炸甘薯脆片加工工藝研究[J].糧食加工, 2013, 38(2): 57-60.

[12] 高建華, 郭煜康, 高孔榮. 非油炸甘薯脆片的工藝研究[J]. 食品工業(yè)科技, 2000, 21(6): 45-46. DOI:10.3969/j.issn.1002-0306.2000.06.012.

[13] 吳列洪, 沈升法, 李兵, 等. 甘薯品種干率與油炸薯片含油量和硬度間的相關(guān)性[J]. 中國糧油學(xué)報(bào), 2009, 24(11): 47-49.

[14] 謝國芳, 劉曉燕, 王瑞, 等. 加工工藝對(duì)油炸馬鈴薯片品質(zhì)的影響[J].現(xiàn)代食品科技, 2013, 29(7): 1651-1654.

[15] 劉婷婷, 譚興和, 鄧潔紅, 等. 馬鈴薯片常壓油炸工藝優(yōu)化研究[J].食品科技, 2012, 37(2): 117-121.

[16] 張喻, 譚興和, 熊興耀, 等. 常壓油炸馬鈴薯脆片加工工藝參數(shù)的研究[J]. 食品科學(xué), 2006, 27(7): 132-135. DOI:10.3321/ j.issn:1002-6630.2006.07.027.

[17] 康巧娟, 顧振宇, 張婷婷. 真空油炸紫薯片預(yù)處理工藝的優(yōu)化[J]. 中國糧油學(xué)報(bào), 2013, 28(4): 88-92. DOI:10.3969/ j.issn.1003-0174.2013.04.018.

[18] 方開泰, 王元. 均勻設(shè)計(jì)與均勻設(shè)計(jì)表[M]. 北京: 中國科學(xué)出版社, 1994.

[19] JOLLIFFE I T. Principal component analysis[M]. 2nd. New York: Springer, 2002.

[20] 梁勝杰, 張志華, 崔立林, 等. 主成分分析法與核主成分分析法在機(jī)械噪聲數(shù)據(jù)降維中的應(yīng)用比較[J]. 中國機(jī)械工程, 2011, 22(1): 80-83.

[21] 羅云, 熊志偉, 梁新麗, 等. 重樓總皂苷巴布劑的基質(zhì)處方優(yōu)化及含量測(cè)定[J]. 中國實(shí)驗(yàn)方劑學(xué)雜志, 2014, 20(22): 5-9.

[22] 鐘政昌, 王騰飛, 方江平, 等. 均勻設(shè)計(jì)法優(yōu)化西藏光核桃原果漿保鮮配方[J]. 食品科技, 2014, 39(5): 47-52.

[23] 劉計(jì)權(quán), 劉亞明, 裴香萍, 等. 均勻設(shè)計(jì)法優(yōu)選葛根栽培中的配方施肥模式研究[J]. 中華中醫(yī)藥雜志, 2014, 29(4): 1025-1027.

[24] 江寧, 劉春泉, 李大婧, 等. 均勻設(shè)計(jì)法優(yōu)化冬瓜膨化工藝[J]. 核農(nóng)學(xué)報(bào), 2014, 28(2): 270-277. DOI:10.11869/ j.issn.100-8551.2014.02.0270.

[25] 周世豪, 李俊, 姚潤賢, 等. 基于均勻設(shè)計(jì)與支持向量回歸的棉鈴蟲幼蟲全純?nèi)斯わ暳吓浞絻?yōu)化[J]. 昆蟲學(xué)報(bào), 2012, 55(1): 124-132.

[26] 郭凌飛, 鄒明宏, 杜麗清, 等. 均勻設(shè)計(jì)優(yōu)化澳洲堅(jiān)果SRAP反應(yīng)體系[J]. 果樹科學(xué), 2008, 25(2): 250-253. DOI:10.3969/ j.issn.1009-9980.2008.02.021.

[27] 楊生保, 楊濤, 李寧, 等. 番茄ILs果實(shí)性狀的主成分分析與聚類分析[J].植物遺傳資源學(xué)報(bào), 2015, 16(4): 907-913. DOI:10.13430/j.cnki. jpgr.2015.04.033.

[28] 楊玲, 張彩霞, 康國棟, 等. ‘華紅’蘋果果肉的流變特性及其主成分分析[J]. 中國農(nóng)業(yè)科學(xué), 2015, 48(12): 2417-2427. DOI:10.3864/ j.issn.0578-1752.2015.12.015.

[29] 趙瀅, 楊義明, 范書田, 等. 基于主成分分析的山葡萄果實(shí)品質(zhì)評(píng)價(jià)研究[J]. 吉林農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào), 2014, 36(5): 575-581. DOI:10.13327/ j.jjlau.2014.2216.

[30] 宋江峰, 劉春泉, 姜曉青, 等. 基于主成分與聚類分析的菜用大豆品質(zhì)綜合評(píng)價(jià)[J]. 食品科學(xué), 2015, 36(13): 12-17. DOI:10.7506/ spkx1002-6630-201513003.

[31] 張小燕, 趙鳳敏, 興麗, 等. 不同馬鈴薯品種用于加工油炸薯片的適宜性[J]. 農(nóng)業(yè)工程學(xué)報(bào), 2013, 29(8): 276-283. DOI:10.3969/ j.issn.1002-6819.2013.08.033.

[32] 劉文秀, 杜潤鴻, 彭鑒君, 等. 影響油炸薯片質(zhì)量的主要因素及其分析[J]. 糧油加工與食品機(jī)械, 2001(5): 22-23.

[33] 胡洋, 陳艷, 陳金日, 等. 熱燙對(duì)微波干燥紫薯片品質(zhì)的影響[J].食品工業(yè), 2012, 33(12): 25-28.

[34] 劉亞珍. 常壓油炸條件下降低油炸薯?xiàng)l含油量的工藝研究[D].南京: 南京農(nóng)業(yè)大學(xué), 2007. DOI:10.7666/d.Y1215833.

[35] 曾敏, 譚興和, 熊興耀, 等. 預(yù)干燥時(shí)間對(duì)微波低油薯片的影響[J]. 食品科技, 2007, 32(5): 157-160. DOI:10.3969/ j.issn.1005-9989.2007.05.047.

[36] 何健. 降低油炸食品含油率的研究[J]. 食品科技, 2002, 27(6): 20-22. DOI:10.3969/j.issn.1005-9989.2002.06.008.

[37] GAMBLE M H. Fried pie crust with less fat more protein[J]. Food Prod Develop, 1987(5): 93.

Optimization of Frying Process for Sweet Potato Chips Based on Uniform Design and Principal Component Analysis

LI Yulong, YANG Ye, LU Guoquan*
(The Key Laboratory for Quality Improvement of Agricultural Products of Zhejiang Province, Institute of Root and Tuber Crops, Zhejiang A&F University, Lin’an 311300, China)

In this work, we optimized the frying process for sweet potato chips using combination of one-factor-at-a-time method and uniform design through multiple regression analysis of the uniform design experimental data. The results of the one-factor-at-a-time experiments showed slice thickness, pre-drying and frying to be the factors with a great inf l uences on the oil content, L* and b*. Uniform design and stepwise regression analysis indicated that frying time signif i cantly inf l uenced the oil content (P = 0.011), saline concentration inf l uenced signif i cantly water content (P = 0.022), frying temperature and frying time affected very signif i cantly L* (P = 0.001), drying time and frying time signif i cantly inf l uenced b*, and saline immersion time, saline concentration, pre-drying temperature and time and slice thickness affected brittleness, which was fi tted to a quadratic polynomial regression model (P = 0.001). Principal component analysis (PCA) showed that the two principal components extracted accounted for 87.4% of the total variation, thus achieving dimensional reduction. Through ridge regression analysis, we established a regression model for comprehensive score with a correlation coeff i cient R of 0.997, suggesting a good degree of fi tting. Partial least squares regression analysis predicted that the best process parameters were as follows: slice thickness, 2 mm; blanching time, 1 min; saline immersion time, 20 min; saline concentration, 1%; pre-drying temperature, 60 ℃; pre-drying time, 70 min; frying temperature, 150 ℃; and frying time, 1 min. The validation experiment gave a comprehensive score of 0.89, which was higher than the highest score (0.86) from uniform design. The product obtained under the optimized conditions had a low oil content, and accepted color and brittleness, and the proposed model had good prediction ability.

uniform design; principal component analysis; comprehensive assessment; oil content; color; brittleness

10.7506/spkx1002-6630-201704036

TS215；O224

A

1002-6630（2017）04-0223-08

2016-04-14

國家現(xiàn)代農(nóng)業(yè)（甘薯）產(chǎn)業(yè)技術(shù)體系建設(shè)專項(xiàng)（CARS-11-B-18）

李玉龍（1988—），男，碩士研究生，研究方向?yàn)槭称芳庸づc安全。E-mail：lyl5916@126.com

*通信作者：陸國權(quán)（1963—），男，教授，博士，研究方向?yàn)槭眍惼焚|(zhì)及其加工利用。E-mail：lugq10@zju.edu.cn

李玉龍, 楊燁, 陸國權(quán). 基于均勻設(shè)計(jì)和主成分分析的甘薯薯片油炸工藝優(yōu)化[J]. 食品科學(xué), 2017, 38(4): 223-230.

DOI:10.7506/spkx1002-6630-201704036. http://www.spkx.net.cn

LI Yulong, YANG Ye, LU Guoquan. Optimization of frying process for sweet potato chips based on uniform design and principal component analysis[J]. Food Science, 2017, 38(4): 223-230. (in Chinese with English abstract) DOI:10.7506/ spkx1002-6630-201704036. http://www.spkx.net.cn