胡瑞萍，丁 賢，李俊偉，段亞飛，李育仁，伍文超，徐 寧

多指標綜合加權(quán)分析法優(yōu)化固態(tài)發(fā)酵豆粕工藝

胡瑞萍1,2，丁 賢1,2※，李俊偉1，段亞飛1，李育仁3，伍文超2，徐 寧2

（1. 中國水產(chǎn)科學研究院南海水產(chǎn)研究所，農(nóng)業(yè)部水產(chǎn)品加工重點實驗室，廣州 510300；2. 廣州市海威水產(chǎn)科技有限公司，廣州 510300；3. 茂名市金陽熱帶海珍養(yǎng)殖有限公司 茂名 525442）

運用正交設(shè)計L9（34）與多指標綜合加權(quán)分析方法優(yōu)化3種益生復合菌發(fā)酵豆粕的工藝，采用接種量（）、環(huán)境溫度（）、料水比（）、發(fā)酵菌種（）為處理因素，以還原糖、乳酸、氨基酸含量等作為綜合評價指標，利用Minitab 17軟件以及多指標試驗公式法進行加權(quán)數(shù)據(jù)處理，優(yōu)化豆粕的固體發(fā)酵工藝參數(shù)。結(jié)果顯示，1）經(jīng)過加權(quán)分析，中性蛋白酶權(quán)重系數(shù)最高，其次為還原糖（1.719）和乳酸（1.590），粗脂肪權(quán)重系數(shù)最低。說明本試驗中性蛋白酶、還原糖以及乳酸對發(fā)酵豆粕的品質(zhì)影響較大。2）通過綜合評分公式對9個處理組數(shù)據(jù)分析得到：T9組綜合評分最高（0.986 3），T1組（0.965 4）和T8組（0.962 6）次之，表明在T9組合（3321）條件下發(fā)酵豆粕，所選8項考察指標綜合水平達到最高。因此擬選T9組合為最佳發(fā)酵工藝組合；3）均值回應表顯示影響豆粕發(fā)酵工藝的因素依次為：發(fā)酵菌種>料水比>環(huán)境溫度>接種量，其中發(fā)酵菌種和料水比為顯著影響因素（<0.05），而接種量和環(huán)境溫度對試驗結(jié)果影響不顯著。從資源節(jié)約以及生產(chǎn)實際角度考慮，將T9組發(fā)酵工藝3321優(yōu)化為1221，即接種質(zhì)量分數(shù)1%，環(huán)境溫度30℃，料水比質(zhì)量為2∶1，發(fā)酵菌種配比為1∶1∶1。4）Minitab17軟件對優(yōu)選工藝1221進行預測，結(jié)果顯示優(yōu)選工藝綜合評分高于擬選工藝3321綜合評分（0.986 3）。驗證試驗得出各指標產(chǎn)出與預期結(jié)果相符，表明該優(yōu)化工藝合理、可行，各指標產(chǎn)出率較高，為豆粕發(fā)酵工藝的確定提供了參考依據(jù)。

飼料；農(nóng)產(chǎn)品加工；發(fā)酵；綜合加權(quán)分析法；正交試驗；發(fā)酵豆粕

0 引 言

水產(chǎn)養(yǎng)殖業(yè)發(fā)展對魚粉需求量逐年增大，加之餌料漁業(yè)資源捕撈過度，導致魚粉價格不斷升高，因此，用植物蛋白代替魚粉等動物蛋白頗受關(guān)注[1-4]。豆粕是大豆加工后得到的一種副產(chǎn)品，含有豐富的蛋白質(zhì)，是水產(chǎn)飼料行業(yè)應用最廣泛的植物蛋白源[5-8]，但由于豆粕中的抗營養(yǎng)因子、氨基酸不平衡、結(jié)構(gòu)致密造成的適口性差和消化率偏低等限制了其應用價值。許多研究表明，有益微生物發(fā)酵豆粕可以降低抗營養(yǎng)因子含量，提高動物生長速度，改善養(yǎng)殖動物腸道菌群，增強免疫功能[9]；大分子蛋白質(zhì)也可以在微生物作用下降解為容易被養(yǎng)殖動物吸收的多肽、小肽及游離氨基酸[10]；微生物發(fā)酵也可以降解部分碳水化合物，使豆粕致密結(jié)構(gòu)變得疏松，減少苦味的產(chǎn)生[11]，從而增加豆粕適口性，提高水產(chǎn)動物的飼料利用率[12-13]。毛銀等[14]采用一株植物乳桿菌（）進行豆粕發(fā)酵研究，產(chǎn)物中含有6種有機酸，改善了豆粕的氣味性和適口性，還可以防止豆粕變質(zhì)。Li等[15-16]采用正交試驗設(shè)計開展了枯草芽孢桿菌ZC1發(fā)酵豆粕的培養(yǎng)基以及培養(yǎng)條件優(yōu)化研究，研究發(fā)現(xiàn)在攪拌速率150 r/min、通氣量5 L/min、環(huán)境溫度37 ℃時，中性蛋白酶酶活力和大豆肽轉(zhuǎn)化率分別達到了852.5 U/mL和76.73%。

根據(jù)不同的生產(chǎn)目的，豆粕的發(fā)酵模式可以分為液體發(fā)酵和固體發(fā)酵。吳昱含等[17]采用液態(tài)發(fā)酵模式制備納豆激酶，研究得出最佳組合為接菌量1%（質(zhì)量分數(shù)）、豆粕含量2%（質(zhì)量分數(shù)）、pH值為7.0、發(fā)酵時間為48 h，在該條件下納豆激酶酶活力達到4 429.6 U/mL。吳勝華等[18]采用酵母菌進行豆粕的固態(tài)發(fā)酵研究發(fā)現(xiàn)，抗營養(yǎng)因子含量降解率達到56.2%，小肽含量提高了4.3倍。固態(tài)發(fā)酵相對于液態(tài)發(fā)酵具有投資少、能耗低、易操作、污染少等優(yōu)點[19]，因此市場上各生產(chǎn)廠家多采用固體發(fā)酵模式生產(chǎn)發(fā)酵豆粕。由于各生產(chǎn)廠家發(fā)酵豆粕產(chǎn)品理化指標不完全一致，發(fā)酵豆粕質(zhì)量缺乏綜合評價指標。以往研究采用多肽轉(zhuǎn)化率[20]、活菌數(shù)以及常規(guī)養(yǎng)分含量簡單相加[21]作為評價指標，并且研究發(fā)酵豆粕工藝時一般只選取某一個參數(shù)指標進行優(yōu)化評價。單一指標在一定程度上能夠評價豆粕發(fā)酵工藝優(yōu)劣，但作為飼料更要求營養(yǎng)成分的全面性，因此多指標綜合加權(quán)分析法能夠更加客觀全面的評價豆粕發(fā)酵工藝。然而，目前采用多指標綜合加權(quán)分析法評價豆粕發(fā)酵工藝的研究較少。

本研究中所用3種菌均具有凈化水質(zhì)，促進水產(chǎn)動物生長作用[22]。本文旨在從發(fā)酵菌種、接種量、環(huán)境溫度、料水比等方面優(yōu)化發(fā)酵豆粕生產(chǎn)工藝參數(shù)，并對發(fā)酵產(chǎn)物的基本營養(yǎng)組成和脂肪酸、氨基酸等多個生產(chǎn)指標進行綜合分析評價，并分析發(fā)酵前后抗營養(yǎng)因子降解及氨基酸平衡情況，為指導實際生產(chǎn)提供更科學的理論依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 材料

1.1.1 發(fā)酵菌種

枯草芽孢桿菌（）NHS1，1.5×109cfu/mL；乳酸菌NHS03（），2×109cfu/mL；海洋紅酵母菌NHS05（），8×108cfu/mL，3種菌種均由中國水產(chǎn)科學研究院南海水產(chǎn)研究所分離，鑒定并保藏。

1.1.2 發(fā)酵底物

豆粕（東莞市富之源飼料蛋白開發(fā)有限公司）

1.2 方法

1.2.1 正交試驗設(shè)計

以接種量（）、環(huán)境溫度（）、料水比（）、發(fā)酵菌種（）為考察因素，其中接種量以質(zhì)量分數(shù)計算，料水比和發(fā)酵菌種比例均以質(zhì)量比值計算。參考以往研究者研究[18,20]以及實際生產(chǎn)條件設(shè)計各因素水平，發(fā)酵菌種水平選擇枯草芽孢桿菌NHS1（）、乳酸菌NHS03（）、海洋紅酵母菌NHS05（）三者不同比例（表 1）。以發(fā)酵后豆粕的粗脂肪、還原糖、乳酸、中性蛋白酶、總氨基酸、干物質(zhì)回收率、不飽和脂肪酸、粗蛋白為綜合指標。每個因素3個水平（見表1），按照L9（34）正交試驗表（見表2）制作總量為3 kg的發(fā)酵豆粕，平均分成3份，分別裝入發(fā)酵袋中，密封培養(yǎng)，發(fā)酵時間為48 h。各處理組以T1、T2、T3，…，T9表示。發(fā)酵完成后樣品進行低溫干燥（含水率為8.5%），進行指標測定。

表1 正交試驗因素水平表

表2 正交試驗設(shè)計表

1.2.2 指標測定方法

粗蛋白含量（GB/T 6432—1994）、粗脂肪（GB/T 6433—2006）、氨基酸含量（GB/T 18246—2000）、中性蛋白酶含量（GB/T 28715—2012）、脂肪酸含量（GB/T 21514—2008）按照相應國家標準進行測定。

還原糖含量測定采用3，5—二硝基水楊酸法（DNS）測定發(fā)酵樣品中的還原糖[23]。樣品還原糖的制備[24]：準確稱取1.0 g發(fā)酵樣品于100 mL三角瓶中，加入約50 mL蒸餾水，混勻，于50 ℃恒溫水浴中保溫20 min，不時攪拌，使還原糖浸出。過濾，將濾液全部收集在100 mL的容量瓶中，用蒸餾水定容，即為還原糖提取液。

乳酸含量測定[25]首先對0.1 mol/L的NaOH溶液進行標定。取發(fā)酵后的豆粕各10.0 g，加蒸餾水90 mL，置120 r/min搖床30 min，離心，取10 mL上清，如上清顏色較深，加入一定倍數(shù)的無CO2蒸餾水進行稀釋。滴2滴1%酚酞指示劑，用標準NaOH溶液進行滴定，滴定至淡粉紅色，到終點記錄消耗標準NaOH的體積，重復3次，取平均值。計算公式為

式中NaOH為標定后標準NaOH的濃度，mol/L；NaOH為滴定時消耗標準NaOH液的體積，mL。

干物質(zhì)回收率（dry material recovery, DMR）的測定[26]發(fā)酵飼料配制后立即采樣，按飼料發(fā)酵前后質(zhì)量和干物質(zhì)（dry matter, DM）含量計算。

式中1為發(fā)酵后干物質(zhì)質(zhì)量，g；0為發(fā)酵前干物質(zhì)質(zhì)量，g。

脲酶活性測定方法依照GB/T 8622-2006《飼料用大豆制品中尿素酶活性的測定》。

單寧活性測定方法依照GB/T 27985-2011《飼料中單寧的測定——分光光度法》。

1.2.3 多指標綜合加權(quán)分析

多指標綜合評價是利用數(shù)學方法（包括數(shù)理統(tǒng)計方法）對一個復雜系統(tǒng)的多個指標信息進行分析處理，以求得其優(yōu)劣等級的一種評價方法[27]。依據(jù)各指標試驗數(shù)據(jù)進行綜合加權(quán)分析，得到最終評分，根據(jù)評分高低，確定正交試驗中最優(yōu)發(fā)酵試驗組。

1.2.4 工藝驗證

依據(jù)正交試驗中最佳發(fā)酵條件，進行驗證試驗，并測定發(fā)酵后豆粕的8項綜合評價指標進行工藝驗證，對發(fā)酵前后豆粕粗蛋白、粗纖維、粗灰分、脲酶等行業(yè)標準技術(shù)指標以及各種氨基酸含量進行測定，并以發(fā)酵豆粕行業(yè)標準為基準，對產(chǎn)品質(zhì)量進行評價。

1.2.5 數(shù)據(jù)處理

首先對豆粕發(fā)酵工藝中多指標成分含量采用多指標試驗公式法進行數(shù)據(jù)處理，得出正交試驗組的綜合評分。然后，利用Minitab 17的田口設(shè)計對正交設(shè)計進行分析，并利用ANOVA對多指標綜合評分進行方差分析，<0.05為差異顯著。

2 結(jié)果與分析

2.1 正交試驗權(quán)重系數(shù)及綜合評分的確定

選擇L9(34）表，試驗方案及結(jié)果見表3，表4。由于本次正交設(shè)計采用了多個指標成分進行分析，所以采用多指標試驗公式法[28]進行數(shù)據(jù)處理。以X表示第次試驗第個指標的測定值（即X表示正交試驗的第次試驗的第個指標的測定含量），首先以各指標的最大值作為參照，對同一指標各數(shù)據(jù)進行標準化處理，D表示第個指標下的第個測定值的標準化數(shù)據(jù)。D=X/(X)max，其中=1，2，...，9；=1,2，...，8。再按各指標的重要程度和各組數(shù)據(jù)的相對標準偏差確定權(quán)重系數(shù)，F=E×RSD/RSD（見表3），其中RSD為粗脂肪的相對標準偏差，RSD為第個指標的相對標準差，由于各營養(yǎng)指標的作用都比較重要，故重要程度E定為1。P=Σ( F×D）/ΣF，計算所得的兼顧各項指標綜合評分公式P越大越好，數(shù)據(jù)處理結(jié)果見表5，表6。

表3 正交試驗各指標含量及權(quán)重系數(shù)

表4 正交試驗綜合評分結(jié)果

表5 正交試驗綜合評分Pi均值回應表

表6 正交試驗綜合評分Pi方差分析表

2.2 豆粕發(fā)酵工藝綜合評分結(jié)果與分析

本試驗選擇8種生產(chǎn)指標作為考察發(fā)酵豆粕綜合品質(zhì)指標，通過多指標試驗公式法科學計算得出各指標的權(quán)重系數(shù)（見表3）。其中中性蛋白酶權(quán)重系數(shù)最高（1.773），說明中性蛋白酶對發(fā)酵豆粕品質(zhì)影響較大，因此分配權(quán)重較大；而粗脂肪權(quán)重系數(shù)最低，說明粗脂肪對發(fā)酵豆粕品質(zhì)影響較小，分配權(quán)重系數(shù)相對較小。再通過公式計算出各試驗組的綜合評分并對評分進行排序（見表4）。結(jié)果顯示：T9組綜合評分最高（0.986 3），T1組綜合評分次之（0.965 4），T7組綜合評分最低（0.826 0）；T9組直觀排序為第1，因此在本試驗中T9組（3321）在各試驗組中發(fā)酵工藝最佳。綜合評分P的均值回應表（表5）顯示，正交試驗中各因素水平的均值以及極差，通過極差排秩可以直觀得出各因素對發(fā)酵豆粕綜合品質(zhì)影響程度各不相同，因素影響最大，因素影響次之，因素影響最小，因此各因素的影響程度依次為，即發(fā)酵菌種>料水比>環(huán)境溫度>接種量。綜合評分P方差分析結(jié)果（表6）表明：各因素對發(fā)酵豆粕綜合品質(zhì)影響顯著程度不同，因素（發(fā)酵菌種）和因素（料水比）值分別為0.021和0.046，值均小于0.05，為顯著影響因素；、因素的值大于0.05，說明、因素對試驗結(jié)果沒有顯著影響，即接種量和環(huán)境溫度對發(fā)酵豆粕綜合品質(zhì)的影響不大。因此，考慮節(jié)約試驗資源，T9組合（3321）中因素選擇較低水平，因素選擇與外界環(huán)境相符溫度。將發(fā)酵工藝3321最終優(yōu)化為1221，即本試驗最終發(fā)酵工藝為：接種量1%，環(huán)境溫度30℃，料水比2∶1，發(fā)酵菌種枯草芽孢桿菌NHS1∶乳酸菌NHS03∶海洋紅酵母菌NHS05=1∶1∶1。

本研究結(jié)果顯示接種量及環(huán)境溫度對多指標綜合評分影響不顯著。這一結(jié)果與以往文獻報道不符[24]，分析主要原因可能是：1）單一指標和多指標綜合分析對發(fā)酵工藝要求不同；2）試驗設(shè)計中接種量和環(huán)境溫度設(shè)置梯度不夠大，均處于一個相對合適的水平。

以往研究表明，采用乳酸菌、枯草芽孢桿菌、海洋紅酵母菌單一菌株發(fā)酵豆粕，可明顯降低脲酶、棉子糖[29]以及皂苷等抗營養(yǎng)因子含量[30]，并可以定植到目標動物腸道內(nèi)，拮抗致病微生物[31-32]，促進動物生長、提高抗氧化能力和機體非特異性免疫能力的[32]。研究發(fā)現(xiàn)利用微生物之間的互補作用，把多種微生物有機結(jié)合在一起時，一般能產(chǎn)生優(yōu)于單菌株發(fā)酵的效果。Yang等[33]利用干酪乳桿菌、酵母菌和枯草芽孢桿菌混合后進行固態(tài)發(fā)酵豆粕，大大降低了豆粕的過敏原性和變應原性。Alvarez-Martin等[34]通過研究混合培養(yǎng)酵母菌和乳酸菌的生長活動，發(fā)現(xiàn)混合發(fā)酵不僅可以促進各自菌種的增殖，還可以調(diào)控菌種代謝產(chǎn)物的變化，產(chǎn)生更多的乳酸。本試驗中3種菌等比例混合發(fā)酵豆粕優(yōu)于單一菌種和2種菌發(fā)酵，與付亭亭等[35]研究結(jié)果相似?？梢钥闯觯喾N益生菌混合發(fā)酵更能有效提高豆粕品質(zhì)，豐富豆粕營養(yǎng)成分，具有廣闊的應用前景。

含水量是固態(tài)發(fā)酵成功與否的關(guān)鍵因素之一，不僅影響微生物的生長繁殖，而且對固體發(fā)酵氧氣的供應以及氣體的交換等活動起到關(guān)鍵性作用。含水量過高，導致基質(zhì)多孔性降低，黏性增加，增加氧的傳質(zhì)阻力；含水量過低，則使基質(zhì)膨脹程度較低，從而抑制菌體生長代謝[36]。本研究結(jié)果顯示料水比為2∶1時，各項指標的綜合評分高于料水比1∶1和3∶1時的綜合評分，這一結(jié)論符合上述的理論。袁正武等[37]、宋春陽等[38]研究豆粕發(fā)酵工藝得出最佳發(fā)酵初始含水量分別為38%、35.3%，這些研究與本試驗結(jié)果相近。而徐力等[39]、劉曉明等[40]研究結(jié)果料水比為1∶1時，復合菌發(fā)酵豆粕質(zhì)量最佳。以上研究結(jié)果存在差異的原因可能與菌種、發(fā)酵工藝以及測定指標不同所致。因此，根據(jù)不同的發(fā)酵目的和條件一定要通過試驗來確定合適的料水比。

2.3 結(jié)果預測與工藝驗證

優(yōu)選工藝1221在試驗中沒有這個組合，可以通過Minitab 17軟件中“預測田口結(jié)果”進行預測，預測結(jié)果顯示均值為0.993 3，略高于擬選工藝綜合評分，所以優(yōu)選工藝1221在理論上是可行的。

為驗證上述優(yōu)選發(fā)酵工藝的準確性，確保選取工藝的科學合理性，按以確定的優(yōu)選發(fā)酵工藝條件1221進行重復性試驗（=3）。結(jié)果顯示（表7），按照優(yōu)選工藝進行發(fā)酵，發(fā)酵后豆粕各營養(yǎng)指標中乳酸含量（質(zhì)量分數(shù)為2.65%）略低于擬選工藝中乳酸含量（質(zhì)量分數(shù)為2.76%），其他幾項指標均高于擬選工藝，并且經(jīng)過公式法分析得到綜合評分P為0.992 0，與預測結(jié)果相符，正交試驗所得結(jié)論符合實際發(fā)酵結(jié)果，且結(jié)果穩(wěn)定可靠。

表7 最佳工藝驗證試驗各指標測定結(jié)果

利用最佳工藝發(fā)酵豆粕，并對發(fā)酵豆粕粗纖維、粗灰分、脲酶含量等各技術(shù)指標進行測定（方法依照NY/T 2218-2012），從而驗證產(chǎn)品質(zhì)量是否符合發(fā)酵豆粕行業(yè)標準（NY/T 2218-2012）。發(fā)酵后豆粕經(jīng)低溫干燥，松散無結(jié)塊，呈淺棕色，醇香微酸。各技術(shù)指標測定結(jié)果顯示（見表8），發(fā)酵后豆粕基礎(chǔ)營養(yǎng)指標粗蛋白質(zhì)、酸溶蛋白、賴氨酸含量均有大幅提高，同時，基礎(chǔ)指標粗纖維、粗灰分含量較發(fā)酵前有所降低，抗營養(yǎng)因子脲酶、水蘇糖、單寧去除效果明顯，以上各技術(shù)指標均已達到發(fā)酵豆粕行業(yè)標準要求。另外，對發(fā)酵前后豆粕進行16種氨基酸分析測定，結(jié)果表明（表9），發(fā)酵后豆粕16種氨基酸均有不同程度增加。其中賴氨酸含量增加1.16%，精氨酸次之（增加0.87個百分點）；總氨基酸含量由發(fā)酵前的42.72%升至48.09%，提高了5.37個百分點。

表8 豆粕發(fā)酵發(fā)酵前后各技術(shù)指標的變化情況

表9 豆粕發(fā)酵前后必需氨基酸的含量變化

3 討論

3.1 發(fā)酵豆粕對抗營養(yǎng)因子以及氨基酸平衡等豆粕品質(zhì)的影響

豆粕雖然在植物蛋白含量高、原料充足中等多方面存在優(yōu)勢，但抗營養(yǎng)因子、氨基酸不平衡、適口性差和消化率偏低等因素限制了其應用。豆粕經(jīng)過微生物發(fā)酵后，一方面能產(chǎn)生大量乳酸和芳香族化合物，改善飼料風味，適口性好，可增加動物食欲[41]。同時產(chǎn)生大量蛋白酶、脂肪酶、淀粉酶、糖化酶等消化酶，有助于提高豆粕的消化利用率[42]。何玉華等[43]研究發(fā)現(xiàn)乳酸菌發(fā)酵豆粕能夠顯著改善豆粕的風味和適口性，并在水貂日糧中添加23%發(fā)酵豆粕可有效提高有機物和粗脂肪的采食量。另一方面微生物發(fā)酵豆粕可去除多種抗營養(yǎng)因子[44]。劉媛媛[45]發(fā)現(xiàn)豆粕經(jīng)發(fā)酵后胰蛋白酶抑制因子、大豆凝聚素、脂肪氧化酶、致甲狀腺腫素等均被完全降解。脲酶雖然是一種熱不穩(wěn)定性的酶，但在某種特定條件下可以被激活，從而影響動物體內(nèi)蛋白質(zhì)的利用，甚至會危及動物生命[46]。豆粕中的胰蛋白酶抑制因子含量與其中的脲酶含量呈正相關(guān)關(guān)系，因此通過測定脲酶活性可間接評估豆粕中胰蛋白酶抑制因子含量[47]。本試驗中經(jīng)過最佳發(fā)酵工藝發(fā)酵豆粕，脲酶基本消除，從側(cè)面說明胰蛋白酶抑制因子降解達到較高水平。另外，豆粕經(jīng)微生物發(fā)酵后，使大分子蛋白分解為易吸收的小分子蛋白、小肽分子以及氨基酸分子。有學者利用枯草芽孢桿菌發(fā)酵豆粕后發(fā)現(xiàn)游離氨基酸差異顯著，大部分必需氨基酸有所增加，其中異亮氨酸、賴氨酸、亮氨酸較發(fā)酵前增加2～7倍[48]。本試驗中各氨基酸含量在發(fā)酵后均有不同程度增加，其中賴氨酸、精氨酸、蘇氨酸增幅相對較大，與Dai研究結(jié)果不同，可能與發(fā)酵菌種以及發(fā)酵工藝不同有關(guān)。

3.2 多指標綜合加權(quán)評分分析法

多指標綜合評價是指人們根據(jù)不同的評價目的，選擇相應的評價形式，據(jù)此選擇多個因素或指標，并通過一定的評價形式，據(jù)此選擇多個因素或指標，并通過一定的評價方法，將多個評價因素或指標轉(zhuǎn)化為能反映評價對象總體特征的信息[49]。其中評價指標與權(quán)重系數(shù)的確定將直接影響綜合評價的結(jié)果[50]。

在以往進行微生物發(fā)酵豆粕的工藝優(yōu)化研究中，研究者一般只采取一個參考指標[42]，這樣就造成了試驗結(jié)果具有一定的片面性。本研究在指標的選取以及數(shù)據(jù)的處理等方面，引入了綜合分析指標的概念，將具有不同考察范圍的指標轉(zhuǎn)化為一個可以量化的數(shù)值。因此這種多指標綜合加權(quán)評分法可以較好的避免單一指標評價的片面性，從而使指標分析更加公正、全面，同時對關(guān)鍵性影響因素也給予了相應的側(cè)重，使結(jié)果分析更為科學、客觀。多指標綜合加權(quán)評分法在中藥提取研究中應用較廣[51-52]，而在微生物發(fā)酵方面的應用鮮有報導。目前在豆粕發(fā)酵工藝研究方面多利用正交設(shè)計以及響應面分析[53]，并多采用單一指標評價分析結(jié)果，最終得到最佳發(fā)酵工藝。按照權(quán)數(shù)產(chǎn)生方法的不同，多指標綜合評價方法可分為主觀賦權(quán)評價法和客觀賦權(quán)評價法兩大類。劉曉明[24]在研究乳酸菌、枯草芽孢桿菌、酵母菌發(fā)酵不同飼料原料時采用了主觀賦權(quán)評價法，依據(jù)各指標對發(fā)酵飼料質(zhì)量影響的大小給予不同的權(quán)重系數(shù)，這種方法主觀性比較強，易受人為因素的影響。而本研究中采用的是客觀賦權(quán)評價法，該方法能夠綜合考慮各指標之間的相互關(guān)系，依據(jù)各指標所提供的初始數(shù)據(jù)信息來確定權(quán)重，從而使評價結(jié)果更加精確，客觀性比較強，更具有說服力。

4 結(jié) 論

本試驗通過正交設(shè)計進行試驗，并檢測各項指標，利用多指標試驗公式法以及Minitab17軟件進行數(shù)據(jù)分析，得出最高綜合評分為0.986 3，正交試驗第9組3321為擬選發(fā)酵工藝。由于、因素對試驗結(jié)果沒有顯著性影響，考慮節(jié)約試驗資源，因此選擇1221為最佳發(fā)酵工藝條件，即接種量為1%，環(huán)境溫度30℃，料水比為2∶1，發(fā)酵菌種為枯草芽孢桿菌NHS1∶乳酸菌NHS03∶海洋紅酵母菌NHS05=1∶1∶1。本研究得出的最佳發(fā)酵工藝是在實驗室條件下進行的，后續(xù)在產(chǎn)業(yè)化應用中進一步優(yōu)化和微調(diào)，進一步改善發(fā)酵豆粕蛋白質(zhì)品質(zhì)，顯著降低抗營養(yǎng)因子含量，提高發(fā)酵豆粕的利用率。

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Optimization of solid state fermentation of soybean meal by multi-index comprehensive weighted score evaluation

Hu Ruiping1,2, Ding Xian1,2※, Li Junwei1, Duan Yafei1, Li Yuren3, Wu Wenchao2, Xu Ning2

(1.,,,,510300,; 2..,,510300,; 3..,,525442,)

Three kinds of probiotics (NHS1,bacteria NHS03 andred yeast NHS05) were used to optimize the solid state fermentation of soybean meal process by orthogonal design method L9 (34) combined with the comprehensive weighted evaluation method. The effects of inoculum size (), environmental temperature (), water feed ratio () and fermentation strains () on the protein content, lactic acid content, reducing sugar content and some other indicators were detected. Taguchi design and analysis were carried out by using Minitab 17, and weighted data processing was conducted by using multi-index experimental formula method. The results as follows: 1) Based on the weighted analysis, the weight coefficient of neutral protease was the greatest, reaching 1.773, followed by reducing sugar (1.719), lactic acid (1.590) and crude fat (the lowest). The results showed that neutral protease, reducing sugar and lactic acid had great influence on the quality of fermented soybean meal. 2) The date of the processing groups were analyzed according to the indicators comprehensive score formula=Σ(×)/Σ, and T9 had the greaest overall score, followed by T1 group and T8 group. The results indicated that the comprehensive level of 8 selected indeices reached the highest in the fermentation process of soybean meal in the condition of T9 combination (3321). Therefore, T9 was chosen as the optimal fermentation process. 3) The order of the importance of fermentation parameters for soybean meal based on the mean response table was fermentation strains > water feed ratio > environmental temperature > inoculum size. Fermentation strains and the ratio of water to feed were the main impact factors (<0.05), while the mean response table for collogation score of the orthogonal test were not significant affected by environmental temperature and inoculum size. Considering the resource saving and production practice, the inoculation quantity of probiotics should be less collection and the environmental temperature should be lower (30℃). Therefore, the fermentation process3321was optimized to be1221in the present study, that means: the inoculum size of probiotics was 1%, environmental temperature was 30℃, the ratio of material to water was 2:1, and the optimal combination of Bacillus subtilis (NHS1), Lactic acid bacteria (NHS03) and Marine red yeast (NHS05) was 1:1:1. 4) Minitab17 was used to predict the optimal process1221, and the predicted results showed that the mean value was 0.993 3, and it was higher than the comprehensive score of the combination of3321(0.986 3). Through experimental verification, the output of each impact indicator was consistent with the expected results, and the comprehensive score is 0.992 0, which was consistent with the predicted results. Moreover, all the technical indexes of fermented soybean meal were superior to the industry standard. The content of antinutrient factors were reduced greatly in the present study, and the content of amino acid showed an increasing trendency. The optimized process is stable, reasonable and efficient based on the above results, and it can be recommended for the fermentation process of soybean meal.

feed；agriculture products processing；fermentation；comprehensive weighted scoring method；orthogonal test；fermented soybean meal

2019- 02-25

2019-05-14

國家自然科學基金項目(41606137)；廣東省自然科學基金項目(2015A030313855、2015A030310260)；廣州市科技計劃項目(201707010439)；廣東省漁港建設(shè)和漁業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展專項科技攻關(guān)與研發(fā)項目（A201701B09）；農(nóng)業(yè)部水產(chǎn)品質(zhì)量加工重點實驗室(NYJG201308)聯(lián)合資助。

胡瑞萍，工程師，主要從事應用微生物研究。Email：huruiping20022@126.com

丁 賢，博士，副研究員，主要從事分子海洋微生物及其代謝調(diào)控研究。Email：dxyb@hotmail.com

10.11975/j.issn.1002-6819.2019.12.037

Q815

A

1002-6819(2019)-12-0304-09

胡瑞萍，丁 賢，李俊偉，段亞飛，李育仁，伍文超，徐 寧. 多指標綜合加權(quán)分析法優(yōu)化固態(tài)發(fā)酵豆粕工藝[J]. 農(nóng)業(yè)工程學報，2019，35(12)：304－312. doi：10.11975/j.issn.1002-6819.2019.12.037 http://www.tcsae.org

Hu Ruiping, Ding Xian, Li Junwei, Duan Yafei, Li Yuren, Wu Wenchao, Xu Ning. Optimization of solid state fermentation of soybean meal by multi-index comprehensive weighted score evaluation[J]. Transactions of the Chinese Society of Agricultural Engineering (Transactions of the CSAE), 2019, 35(12): 304－312. (in Chinese with English abstract) doi：10.11975/j.issn.1002-6819.2019.12.037 http://www.tcsae.org