吳德智，彭龍，李安，楊曉敏，鐘湘云

(1.貴州理工學(xué)院，貴陽 550003;2.湖南中醫(yī)藥高等專科學(xué)校，湖南 株洲 412012)

響應(yīng)曲面法優(yōu)化五味子刺梨復(fù)合功能果醬的工藝研究

吳德智1，彭龍1，李安1，楊曉敏1，鐘湘云2*

(1.貴州理工學(xué)院，貴陽 550003;2.湖南中醫(yī)藥高等?？茖W(xué)校，湖南 株洲 412012)

以五味子、刺梨為主要原料，研制具有保健功能的復(fù)合果醬。以感官評分為指標(biāo)，通過單因素試驗以及Box-Behnken響應(yīng)曲面試驗對復(fù)合功能果醬的發(fā)酵及制備工藝條件進行優(yōu)化。結(jié)果表明：發(fā)酵時間19 h、乳酸菌添加量0.40%、白砂糖添加量10%，得出的復(fù)合發(fā)酵果漿的感官評分為92.03±0.17，制備工藝為五味子、刺梨質(zhì)量比1.3 (g/g)、白砂糖添加量24%、卡拉膠添加量0.7%，復(fù)合功能果醬的感官評分為91.47±0.22。在此條件下制備的果醬工藝穩(wěn)定可行，產(chǎn)品質(zhì)地均勻細膩、酸甜可口、香氣適宜、口感協(xié)調(diào)。

刺梨；五味子；果醬；Box-Behnken響應(yīng)曲面試驗

果醬是將水果漿、糖及酸度調(diào)節(jié)劑混合后，加溫熬制而成的凝膠食品。主要作為調(diào)味品用于涂抹面包或吐司上食用，已深得消費者的青睞[1]。隨著生活水平的不斷提高，果醬的需求量增大，同時果醬由單一特殊風(fēng)味向復(fù)合口感及功能性產(chǎn)品發(fā)展，因此功能型果醬的研究與開發(fā)已成為今后果醬的發(fā)展趨勢之一[2，3]。

刺梨別名刺石榴、繅絲花，為薔薇科植物繅絲花(RosaroxburghiiTratt)的果實。具有消食健脾、收斂止瀉的功效。含有五環(huán)三萜、黃酮類物質(zhì)以及多糖、維生素C等營養(yǎng)保健功能的物質(zhì)，常用于增強免疫力、抗動脈粥樣硬化、延緩衰老、抗癌防癌抗突變、健胃消食等作用[4，5]。刺梨是貴州的特色水果資源，具有“維C之王”的美譽，正廣泛應(yīng)用于食品、保健食品和醫(yī)藥領(lǐng)域。目前市場上刺梨的加工產(chǎn)品多為以刺梨提取物為主的飲料、干果等保健食品系列，而果醬等其他系列產(chǎn)品極少[6，7]。五味子又名山花椒，是衛(wèi)生部公布的“藥食同源”產(chǎn)品之一，具有收斂固澀、益氣生津、補腎寧心等功效，常用于鎮(zhèn)靜催眠、保護中樞神經(jīng)系統(tǒng)、抑制腫瘤生長、降血脂、降血糖、增強人體免疫力等[8，9]。果實中含有活性多糖、木脂素、揮發(fā)油等活性成分以及蛋白質(zhì)、脂肪、有機酸、果膠氨基酸等營養(yǎng)物質(zhì)[10，11]。目前，北五味子被廣泛用于制藥、造酒、飲料生產(chǎn)中，開發(fā)利用前景極為廣闊。以刺梨、五味子為原料制得的復(fù)合果醬不僅調(diào)整了口感、風(fēng)味，還達到了營養(yǎng)強化及保健的效果，也使兩者營養(yǎng)互補、口感和加工性有所提高。

因此，文章以五味子、刺梨為主要原料，研制具有保健功能的復(fù)合果醬。通過單因素及Box-Behnken響應(yīng)曲面試驗分別對果醬的發(fā)酵及制備工藝條件進行優(yōu)化，為功能性果醬的研究與開發(fā)提供理論依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 材料

五味子、刺梨 市售；乳酸菌 南京益生源生物科技有限公司；卡拉膠 河南中偌生物科技有限公司；白砂糖(食品級) 市售。

1.2 儀器與設(shè)備

LHS-250SC 恒溫培養(yǎng)箱 上海析域儀器設(shè)備有限公司；FA1004B電子天平 上海越平科學(xué)儀器有限公司；手提式高壓滅菌鍋 上海上天精密儀器有限公司；ATC-20手持式折光儀 北京惠博瑞科折射儀有限公司；PE20酸度計 梅特勒-托利多儀器(上海)有限公司；Scientz-150高壓均質(zhì)機 寧波新芝生物科技股份有限公司；手持測糖儀 邦億精密量儀(上海)有限公司；JJ-2型高速組織粉碎機 金壇市天竟實驗儀器廠。

1.3 實驗方法

1.3.1 五味子、刺梨復(fù)合果醬的制備

五味子、刺梨分別浸泡去核，用0.5%檸檬酸噴淋護色。按料液比1∶1 (g/mL)打漿，混合料液在45 MPa下均質(zhì)30 min，得五味子果漿和刺梨果漿。將五味子果漿、刺梨果漿于40 ℃下對漿體恒溫濃縮30 min，冷卻至37 ℃左右，按實驗要求加入乳酸菌及白砂糖糖漿，攪拌均勻，進行恒溫培養(yǎng)，得到發(fā)酵果漿液，備用。發(fā)酵漿液、白砂糖、卡拉膠按實驗要求的比例進行混合，攪拌均勻，恒溫濃縮至含糖量達到40%～45%，裝罐。在100 ℃沸水中殺菌15 min，冷卻，成品。

1.3.2 復(fù)合果漿發(fā)酵條件的研究

1.3.2.1 單因素考察復(fù)合果漿的發(fā)酵條件

本實驗針對發(fā)酵時間(6，12，18，24，30 h)、乳酸菌添加量(0.2%，0.3%，0.4%，0.5%，0.6%)、白砂糖添加量(3%，6%，9%，12%，15%)3個因素，保持其中2個變量固定不變，對另1個變量進行單因素試驗，請10位具有感官評價經(jīng)驗的評價員按表3對復(fù)合發(fā)酵果漿進行評分，以確定響應(yīng)面設(shè)計的水平范圍。

1.3.2.2 Box-Behnken響應(yīng)面法優(yōu)化發(fā)酵工藝條件[12，13]

在單因素試驗的基礎(chǔ)上，選取發(fā)酵時間(12，18，24 h)、乳酸菌添加量(0.3%，0.4%，0.5%)及白砂糖添加量(6%，9%，12%)3個對復(fù)合發(fā)酵果漿感官評分影響較大的因素，采用Design Expert 8.0.6提供的Box-Behnken試驗，以復(fù)合發(fā)酵果漿感官評分為指標(biāo)優(yōu)化發(fā)酵工藝條件，試驗設(shè)計見表1。

表1 復(fù)合果漿配方研究的混料設(shè)計及結(jié)果Table 1 Mixture design and results of compound pulp formula research

續(xù) 表

1.3.3 復(fù)合功能果醬制備工藝的研究

1.3.3.1 單因素考察復(fù)合功能果醬制備工藝

本實驗針對五味子、刺梨質(zhì)量比(0.4，0.7，1.0，1.3，1.6 g/g)、白砂糖添加量(15%，20%，25，30%，35%)、卡拉膠添加量(0.3%，0.6%，0.9%，1.2%，1.5%)3個因素，保持其中2個變量固定不變，對另1個變量進行單因素試驗，以復(fù)合功能果醬的感官評分為指標(biāo)，以確定Box-Behnken響應(yīng)曲面設(shè)計所需的水平范圍。

1.3.3.2 Box-Behnken響應(yīng)曲面法優(yōu)選復(fù)合功能果醬制備工藝

在單因素試驗的基礎(chǔ)上，選取五味子、刺梨質(zhì)量比(0.7，1，1.3 g/g)、白砂糖添加量(20%，25%，30%)、卡拉膠添加量(0.6%，0.9%，1.2%)3個對復(fù)合功能果醬感官評分影響較大的因素，采用Design Expert 8.0.6提供的Box-Behnken試驗，以復(fù)合功能果醬感官評分為指標(biāo)優(yōu)化制備工藝，試驗設(shè)計見表2。

表2 復(fù)合功能果醬制備工藝的Box-Behnken 響應(yīng)曲面試驗設(shè)計及結(jié)果Table 2 Box-Behnken response surface methodology and results of preparation technology of compound functional jam

續(xù) 表

1.3.4 感官評分

請10名符合感官評定的人員(無特殊口味偏好)進行感官評定，采用百分制對復(fù)合發(fā)酵果漿及復(fù)合功能果醬產(chǎn)品進行感官評分，具體評分標(biāo)準(zhǔn)見表3和表4。

表3 復(fù)合發(fā)酵果漿的感官評定Table 3 Sensory evaluation of compound fermented pulp

表4 復(fù)合功能果醬的感官評定Table 4 Sensory evaluation of compound functional jam

1.3.5 理化指標(biāo)的測定方法

理化指標(biāo)可溶性固形物含量：手持折光計測定；總糖：數(shù)顯糖度計測定；有效酸度：酸度計測定；微生物檢測：細菌總數(shù)、大腸桿菌，按GB/T 4789.24-2003 《食品衛(wèi)生微生物檢驗》的方法進行檢測。

2 結(jié)果與分析

2.1 各因素對復(fù)合發(fā)酵果漿感官評分的影響

不同配比對復(fù)合發(fā)酵果漿感官評分的影響見圖1。

圖1 不同配比對復(fù)合發(fā)酵果漿感官評分的影響(x±s，n=10)

2.1.1 發(fā)酵時間對復(fù)合發(fā)酵果漿的影響

由圖1a可知，隨著發(fā)酵時間的延長，復(fù)合發(fā)酵果漿的感官評分呈現(xiàn)先升高再穩(wěn)定在一定水平再出現(xiàn)下降的趨勢。當(dāng)發(fā)酵時間為18～24 h時，感官評分最高為(89.21±0.24)分，這主要是由于隨著發(fā)酵時間的增加，微生物所需的營養(yǎng)物質(zhì)減少以及次生代謝產(chǎn)物阻礙菌體生長所致。因此，選擇12～24 h為響應(yīng)面設(shè)計發(fā)酵時間的水平范圍。

2.1.2 乳酸菌添加量對復(fù)合發(fā)酵果漿的影響

由圖1b可知，隨著乳酸菌添加量的增加，復(fù)合發(fā)酵果漿的感官評分呈現(xiàn)先升高再下降的趨勢。當(dāng)乳酸菌添加量為0.4%時，感官評分最高為(89.17±0.27)分。這是由于當(dāng)乳酸菌不足時發(fā)酵劑不足以使果漿完全發(fā)酵，當(dāng)乳酸菌過大時前期的反應(yīng)消耗過多不足以使反應(yīng)持續(xù)。因此，選擇0.3%～0.5%為復(fù)合發(fā)酵果漿所需的水平范圍。

2.1.3 白砂糖添加量對復(fù)合發(fā)酵果漿的影響

由圖1c可知，隨著白砂糖添加量的增加，復(fù)合發(fā)酵果漿的感官評分呈現(xiàn)先升高后下降的趨勢。當(dāng)白砂糖添加量為9%時，感官評分最高為(89.38±0.19)分，繼續(xù)增加白砂糖感官評分開始下降。主要是由于白砂糖量的增加會使復(fù)合發(fā)酵的滲透壓增大，從而抑制微生物發(fā)酵，使得果漿酸度呈下降，pH值升高，以及過甜而影響口感。因此，白砂糖選擇6%～12%為所需的水平范圍。

2.2 Box-Behnken響應(yīng)曲面設(shè)計優(yōu)化復(fù)合發(fā)酵果漿的發(fā)酵條件

采用Design Expert 8.0.6 提供的Box-Behnken試驗，對各因素進行擬合，得到多元回歸方程為：

R感官評分=-92.075+5.704A+479.250B+6.367C-1.667AB-0.014AC-7.500BC-0.128A2-460.000B2-0.150C2。

對復(fù)合發(fā)酵果漿感官評分的回歸模型進行方差及顯著性分析，結(jié)果見表5。該模型方程有顯著性影響(p<0.0001)，失擬項不顯著(p=0.6507>0.05)，說明在本實驗條件下，該回歸模型所考察的因素足以反映實驗中發(fā)酵條件對復(fù)合果漿感官評分的影響。判定系數(shù)R2=0.9859，Radj2=0.9678，說明回歸模型與實驗值擬合較好，可用于復(fù)合發(fā)酵果漿感官評分的理論推測和分析，各因素影響大小依次為：發(fā)酵時間>乳酸菌添加量>白砂糖添加量。由F檢驗可知，一次項中發(fā)酵時間、乳酸菌添加量以及白砂糖添加量對復(fù)合發(fā)酵果漿的感官評分具有極顯著影響(p<0.01)；交互項中乳酸菌添加量與白砂糖添加量之間的交互作用對復(fù)合發(fā)酵果漿的感官評分具有顯著影響(p<0.01)，發(fā)酵時間與乳酸菌添加量之間的交互作用具有顯著影響(p<0.05)；二次項中發(fā)酵時間、乳酸菌添加量、白砂糖添加量對復(fù)合發(fā)酵果漿的感官評分具有極顯著影響(p<0.01)；其他因素之間不顯著(p>0.05)。與圖2中3D效應(yīng)面圖反映出的各因素間的交互作用相吻合。

表5 感官評分回歸方程的方差與顯著性分析Table 5 Variance and significance analysis of regression equation of sensory scores

圖2 處方比例對各指標(biāo)影響的3D效應(yīng)面圖譜

由Design Expert 8.0.6軟件得出復(fù)合發(fā)酵果漿的最佳發(fā)酵工藝參數(shù)是發(fā)酵時間19.14 h、乳酸菌添加量0.40%、白砂糖添加量10.27%，復(fù)合發(fā)酵果漿的感官評分的預(yù)測值為91.66。為便于生產(chǎn)實驗需求，定為發(fā)酵時間19 h、乳酸菌添加量0.40%、白砂糖添加量10%，進一步驗證實驗，得出復(fù)合發(fā)酵果漿的感官評分為92.03±0.17。該值與預(yù)測值比較近，因此選取此為復(fù)合發(fā)酵果漿的發(fā)酵工藝參數(shù)。

2.3 單因素考察復(fù)合功能果醬的制備工藝

2.3.1 五味子、刺梨質(zhì)量比對復(fù)合功能果醬的影響

圖3 不同制備工藝對復(fù)合功能果醬感官評分的影響

由圖3a可知，隨著五味子、刺梨質(zhì)量比的增加，復(fù)合功能果醬的感官評分呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢。當(dāng)質(zhì)量比為1.0(g/g)時，感官評分最高為(90.12±0.17)分。主要是因為五味子的酸味和紅色可增加果醬的口感和顏色以及刺梨的酸甜而提高感官評分，但五味子過多時，由于五味子的澀味使口感下降以及刺梨黃色的減少使果醬色澤不均而降低感官評分。因此，選定8～16 h為響應(yīng)面設(shè)計的最佳水平。

2.3.2 白砂糖添加量對復(fù)合功能果醬的影響

由圖3b可知，隨著白砂糖添加量的增加，復(fù)合功能果醬的感官評分呈現(xiàn)先上升再下降的趨勢。當(dāng)白砂糖的添加量為25%時，感官評分最高為89.78±0.31。主要是因為白砂糖的增加，甜度增加，很好地綜合五味子和刺梨的酸澀味，但白砂糖添加量過大時，甜味主導(dǎo)果醬，使酸甜不均，口感下降。因此，選20%～30%為響應(yīng)面設(shè)計的水平范圍。

2.3.3 卡拉膠添加量對復(fù)合功能果醬的影響

由圖3c可知，隨著卡拉膠添加量的增加，感官評分呈現(xiàn)先上升再穩(wěn)定在一定水平再出現(xiàn)下降的趨勢。當(dāng)卡拉膠的添加量為0.9%～1.2%時，感官評分穩(wěn)定在(89.17±0.32)分。主要是因為卡拉膠的增加可明顯增加果醬的稠度及穩(wěn)定性，但繼續(xù)增加用量，果醬分散不均，有較大顆粒，流動性下降。因此，選定0.6%～1.2%為響應(yīng)面設(shè)計的水平。

2.4 Box-Behnken響應(yīng)曲面設(shè)計優(yōu)化復(fù)合果醬的制備工藝

采用Design Expert 8.0.6 提供的Box-Behnken試驗，對各因素進行擬合，得到多元回歸方程為：

R感官評分=51.708-15.417A+1.425B+46.389C+1.000AB-13.889AC-0.167BC+8.333A2-0.050B2-16.667C2。

對復(fù)合功能果醬感官評分的回歸模型進行方差及顯著性分析，結(jié)果見表6。

表6 感觀評分回歸方程的方差與顯著性分析Table 6 Variance and significance analysis of regression equation of sensory scores

該模型方程有顯著性影響(p<0.0001)，失擬項不顯著(p=0.7022>0.05)，說明在本實驗條件下，該回歸模型所考察的因素足以反映實驗中各制備工藝參數(shù)對復(fù)合功能果醬感官評分的影響。判定系數(shù)R2=0.9851，Radj2=0.9660，說明回歸模型與實驗值擬合均較好，可用于果醬感官評分的理論推測和分析，各因素影響大小依次為：五味子、刺梨質(zhì)量比>白砂糖添加量>卡拉膠添加量。由F檢驗可知，一次項中五味子、刺梨質(zhì)量比、白砂糖添加量對復(fù)合功能果醬的感官評分具有極顯著影響(p<0.01)；交互項中五味子、刺梨質(zhì)量比與白砂糖添加量、五味子、刺梨質(zhì)量比與卡拉膠添加量的交互作用對復(fù)合功能果醬的感官評分具有極顯著影響(p<0.01)；在二次項中白砂糖添加量和卡拉膠添加量均對復(fù)合功能果醬的感官評分具有極顯著影響(p<0.01)，五味子、刺梨質(zhì)量比有顯著性影響(p<0.05)；其他因素之間不顯著(p>0.05)。與圖4中3D效應(yīng)面圖反映出的各因素間的交互作用相吻合。

圖4 處方比例對各指標(biāo)影響的3D效應(yīng)面圖譜

由Design Expert 8.0.6軟件得出復(fù)合功能果醬的最佳制備工藝參數(shù)是五味子、刺梨質(zhì)量比1.29 (g/g)、白砂糖添加量23.89%、卡拉膠添加量0.69%，復(fù)合功能果醬的感官評分的預(yù)測值為91。為便于生產(chǎn)實驗需求，定為五味子、刺梨質(zhì)量比1.3 (g/g)、白砂糖添加量24%、卡拉膠添加量0.7%，進一步驗證實驗，得出復(fù)合功能果醬的感官評分為91.47±0.22。該值與預(yù)測值比較近，因此選取此為復(fù)合功能果醬的制備工藝參數(shù)。

2.5 優(yōu)化后產(chǎn)品質(zhì)量評價

2.5.1 感官指標(biāo)

復(fù)合功能果醬呈橙色，色澤均勻一致；具有五味子和刺梨特有的香氣，無異味；酸甜適宜，口感細膩；醬體具有較好的膠凝性，不分泌汁液，無顆粒，無糖結(jié)晶，無雜物。

2.5.2 理化指標(biāo)

可溶性固形物(40.31±0.27)%；有效酸度3.62±0.05；總糖含量(37.2±0.16)%。

2.5.3 微生物檢驗

細菌總數(shù) 100 cfu/g；大腸菌群3 MPN/100 g。

3 結(jié)論

制作果醬是長時間保存水果的一種方法，同時也是食物調(diào)味品的重要形式。結(jié)合具有保健作用的藥食同源產(chǎn)品進行功能性果醬的開發(fā)是水果加工的新趨勢。響應(yīng)面法主要用于工藝及配方研究，目前已廣泛應(yīng)用于化工、食品、農(nóng)林、冶金等領(lǐng)域，具有試驗次數(shù)少、設(shè)計簡便等優(yōu)點。本研究以五味子、刺梨為主要原料，研制具有保健功能的復(fù)合果醬。以感官評分為指標(biāo)，通過單因素試驗以及Box-Behnken響應(yīng)曲面試驗對復(fù)合功能果醬的發(fā)酵及制備工藝條件進行優(yōu)化。結(jié)果發(fā)酵時間19 h、乳酸菌添加量0.40%、白砂糖添加量10%，得出的復(fù)合發(fā)酵果漿的感官評分為92.03±0.17，制備工藝為：五味子、刺梨質(zhì)量比1.3 (g/g)、白砂糖添加量24%、卡拉膠添加量0.7%，復(fù)合功能果醬的感官評分為91.47±0.22。在此條件下制備的復(fù)合功能果醬工藝穩(wěn)定可行，產(chǎn)品質(zhì)地均勻細膩、酸甜可口、香氣適宜、口感協(xié)調(diào)，為功能性果醬產(chǎn)品的開發(fā)提供一定的參考。

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Study on Process Optimization of Schisandra chinensis and Roxburgh rose Compound Functional Jam by Response Surface Methodology

WU De-zhi1, PENG Long1, LI An1, YANG Xiao-min1, ZHONG Xiang-yun2*

(1.Guizhou Institute of Technology, Guiyang 550003, China；2.Hu'nan Traditional Chinese Medical College, Zhuzhou 412012, China)

UseSchisandrachinensisandRoxburghroseas main raw materials to develope compound jam with health care function. The effects of fermentation conditions and preparation technology are studied by single factor experiment and Box-Behnken response surface methodology.The results show that the fermentation conditions are fermentation time of 19 h,Lactobacillusadditive amount of 0.40% ,white sugar additive amount of 10%, and the sensory score of compound fermented pulp is 92.03±0.17. The optimized jam preparation technology parameters are as follows:the ratio ofSchisandrachinensistoRoxburghroseis 1.3 (g/g), white sugar additive amount is 24%, carrageenan additive amount is 0.7%, and the sensory score of compound functional jam is 91.47±0.22.Under such conditions,the optimized technology is stable and feasible. The compound jam tastes fine and smooth with slight sweetness and sourness.The aroma is suitable and the texture is coordinate.

Roxburghrose;Schisandrachinensis;jam;Box-Behnken response surface methodology

2017-01-22 *通訊作者

貴州省“耀創(chuàng)客”眾創(chuàng)空間項目；國家大學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)項目(201614440047)

吳德智(1983-)，男，江西南昌人，博士，研究方向：食品與藥品研究與開發(fā)；

鐘湘云(1982-)，男，湖南株州人，講師，執(zhí)業(yè)藥師，碩士，研究方向：藥品與食品研究與開發(fā)。

TS255.43

A

10.3969/j.issn.1000-9973.2017.07.022

1000-9973(2017)07-0106-07