于亞輝，陳沁雯，李曉婷，方婷

(福建農林大學 食品科學學院，福州 350002)

與傳統的調味品不同，復合調味料是將不同調味品通過科學技術等調配和加工手段，生產出具有不同風味的調味品，其具有便利性、天然性、營養(yǎng)多樣性、風味多樣性等特點，可以有助于縮短烹飪時間，并提高產品的色、香、味[1-3]。近年來，隨著人們生活水平的提高、生活節(jié)奏的加快以及快餐行業(yè)的興起，復合調味料行業(yè)發(fā)展迅速，深受大眾喜愛，且已經在調味品行業(yè)占據重要地位[4,5]。根據中國調味品協會的數據顯示，2017年復合調味料產業(yè)的產量為49.5萬噸，同比增長14.9%，在調味品行業(yè)的17大分支產業(yè)中，復合調味料產業(yè)的同比增長率僅次于蠔油，位居第二位，其發(fā)展在調味品行業(yè)中也逐漸成為一種必然趨勢。

本文在前人的研究基礎上，結合復合調味料的發(fā)展趨勢，以直觀的感官評價為指標，首先通過單因素試驗考察了雞肉風味基料添加量、鮮味劑(味精∶I+G為20∶1)、香辛料(生姜粉∶大蒜粉為1∶1)、鹽與糖的添加量(鹽∶糖為2.5∶1)、制備溫度、制備時間對復合調味料感官評價的影響；之后利用Plackett-Burman設計篩選出對其影響較為顯著的因素，并進行最陡爬坡試驗確定響應面優(yōu)化試驗中心點[6]；最后以感官評價為評分依據，探討復合調味料的制作工藝，為制備品質較佳的復合調味料提供了技術參考。

1 材料與方法

1.1 材料、儀器與設備

雞肉風味基料、洋蔥漿、胡蘿卜漿、香菇粉、花生粉：自制[7]；味精：梅花味精；I+G：味之素有限公司；生姜粉、大蒜粉：味好美公司；蛋黃粉：上海源葉生物科技有限公司；大豆分離蛋白(蛋白質質量分數>90%)：安陽齊天生物技術有限公司；食鹽：福建鹽業(yè)公司；蔗糖：永輝超市散裝蔗糖。

AX523ZH奧豪斯精密電子天平；雷磁 PHS-3C 型 pH 計 上海儀電科學儀器股份有限公司；電熱鼓風干燥箱 上海一恒科學儀器有限公司；電熱恒溫水浴鍋 上海精宏實驗設備有限公司；JYL-Y99高速破壁調理機 九陽電器。

1.2 方法

1.2.1 雞肉復合調味料制備工藝流程

基礎配方及制備條件：雞肉風味基料60 g、鮮味劑2 g(味精∶I+G為20∶1)、香辛料2 g(生姜粉∶大蒜粉為1∶1)、洋蔥漿3 g、胡蘿卜漿3 g、蛋黃粉3 g、大豆分離蛋白5 g、香菇粉3.5 g、酵母提取物4.5 g、花生粉2.5 g、鹽與糖(鹽∶糖為2.5∶1)8 g，在85 ℃溫度下制備時間為40 min。

1.2.2 雞肉復合調味料的感官評價標準

對感官評價人員進行感官評價方面的培訓，并進行培訓考核，合格后從中篩選出10名感官評價人員(5男5女，年齡18～30歲)，之后按照感官評價標準對樣品進行評價，每個樣品交叉重復2～3次，評價標準見表1，滿分10分，最后取10名評價人員的平均分數為最終結果。

表1 雞肉復合調味料評價標準Table 1 The evaluation standards of chicken compound seasoning

1.2.3 單因素試驗

通過單因素試驗考察雞肉風味基料添加量、鮮味劑(味精∶I+G為20∶1)、香辛料(生姜粉∶大蒜粉為1∶1)、鹽與糖的添加量(鹽∶糖為2.5∶1)、制備溫度、制備時間對復合調味料感官評價的影響，從而確定單因素的最佳條件，基本酶解條件見1.2.1，單因素試驗設計表見表2。

表2 單因素試驗設計表Table 2 Single factor test design table

1.2.4 Plackett-Burman試驗設計與分析

根據單因素考察結果，應用Plackett-Burman設計篩選試驗，以雞肉風味基料添加量、鮮味劑(味精∶I+G為20∶1)、香辛料(生姜粉∶大蒜粉為1∶1)、鹽與糖的添加量(鹽∶糖為2.5∶1)、制備溫度、制備時間為自變量，以感官評價值為響應值，篩選出對雞肉復合調味料品質影響較為顯著的因素。

1.2.5 最陡爬坡試驗

為了建立有效的響應面擬合方程，結合Plackett-Burman設計篩選試驗中的因素水平及效應評價，設計最陡爬坡試驗。

1.2.6 響應面試驗設計

結合Plackett-Burman設計篩選試驗與最陡爬坡試驗篩選出的關鍵因子和確定的中心點，采用Box-Behnken法進行響應面設計，優(yōu)化雞肉復合調味料的制作工藝。

2 結果與分析

2.1 單因素試驗結果與分析

圖1 單因素試驗結果Fig.1 Single factor experimental results

由圖1可知，隨著雞肉風味基料添加量的增加，復合調味料的感官評分呈先遞增后遞減的趨勢，添加量從40～55 g其增加速度較快，從55～65 g其增加速度較慢，并達到最高分，從65～75 g開始遞減可能原因是風味基料的加入增加了復合調味料的風味及滋味，但隨著添加量的繼續(xù)增加，對其他配料的風味及滋味產生了拮抗作用，影響了整體風味及滋味。鮮味劑添加量為2 g時感官評分最高，試驗采用味精和I+G復配的鮮味劑，其中味精為“咸鮮味”，進入口腔接觸味蕾隨著唾液擴散開來，鮮味較為單一，從一平面刺激味蕾，留鮮不長久；而I+G單獨使用效果較小，與味精復配時則可以直接刺激舌根與喉嚨部位，比單獨使用味精效果更好，留鮮時間較長，并采用味精∶I+G為20∶1的比例進行試驗，其用量較多時容易產生厭食感，使人口干舌燥，并損傷味蕾，故搭配酵母提取物使用[8]，減少用量使鮮味持久，增加立體感、協調感。香辛料的添加增加了整體獨特風味、滋味，選擇生姜粉與大蒜粉作為香辛料配料，口感較為柔和，加入量小即可產生獨特風味、滋味；加入量多，感官評分降低，其辛辣味增加，滋味較為突兀，不利于整體協調性。鹽與糖配比為2.5∶1，隨著添加量的增加，整體風味和滋味增加，在風味基料的基礎上繼續(xù)發(fā)生美拉德反應，對復合調味料的風味、色澤和滋味產生影響，但隨著添加量的繼續(xù)增加，感官評分降低，因為風味基料本身帶有一定的鹽與糖，繼續(xù)加鹽、加糖則色澤加深，產生焦糊味，咸味增加，不利于產品的風味與滋味。隨著溫度的增加，復合調味料的感官評價呈先遞增后遞減的趨勢，在95 ℃時達到最高，在一定溫度下物料間的混合度增加，進行一定的相互作用及美拉德反應，風味溢出，整體趨于均一性，溫度繼續(xù)增加則可能產生焦糊味和不適感。隨著時間的增加，復合調味料整體更加均勻、柔和，感官評分較高，50 min時達到最高，時間繼續(xù)增加，復合調味料色澤增加，風味更加復雜，出現焦糊味，產生不適感，評分降低。

2.2 Plackett-Burman篩選試驗

在單因素試驗的基礎上，采用Plackett-Burman設計篩選試驗，對影響雞肉復合調味料的6個因素進行考察，以1及-1分別代表自變量的高、低兩個水平，每組進行3次交叉評價并取平均值，以感官評分(Y)為響應值。Plackett-Burman試驗設計的因素水平見表3，試驗結果見表4。

表3 Plackett-Burman設計試驗參數和水平Table 3 Factors and levels of Plackett-Burman design test

表4 Plackett-Burman試驗設計及結果Table 4 Plackett-Burman design arrangement and experimental results

表5 Plackett-Burman試驗顯著性因子選擇模型方差分析表Table 5 Plackett-Burman design ANOVA for selected factorial model

續(xù) 表

注：“*”表示P<0.05，顯著；“**”表示P<0.01，極顯著。

由表5可知，該模型以及A，C，E即雞肉風味基料、香辛料和制備溫度對復合調味料感官品質的影響極為顯著，而因素B，D即鮮味劑與時間的影響不顯著，其中除制備時間表現為負效應外，其余均表現為正效應。最終選擇雞肉風味基料、香辛料和制備溫度進行最陡爬坡試驗。同時各參數對復合調味料感官評價的影響可用以下方程來表示：Y=7.8+0.48A+0.017B+0.2C-0.033D+0.3E+0.1F。方程的系數R2=0.9825，表明該回歸方程擬合良好。

2.3 最陡爬坡試驗

結合單因素試驗及綜合考慮設定不顯著因素的水平，設定鮮味劑(味精∶I+G為20∶1)2 g、鹽與糖的添加量(鹽∶糖為2.5∶1)10 g、制備時間50 min，以3個極其顯著因素A，C，E即雞肉風味基料、香辛料和制備溫度為自變量，各因素步長、方向以及最陡爬坡試驗結果見表6。以感官評分(Y)為評價指標進行試驗。

表6 最陡爬坡試驗設計及結果Table 6 Design and results of the steepest ascent experiment

2.4 響應面分析

結合最陡爬坡試驗設置中心點，并確定3個關鍵因素的最適范圍，之后按照表7設置試驗因素及水平。根據Box-Behnken中心組合設計原理，以雞肉風味基料(A)、香辛料(B)、溫度(C)為自變量，以1，0，-1為高、中、低水平設計三因素三水平的響應面分析試驗，并對樣品進行感官評價，以感官評分為響應值(R1)。

表7 Box-Behnken試驗因素與水平Table 7 Factors and levels of Box-Behnken design experiment

響應面試驗設計及結果見表8，并利用Design-Expert 8.06對試驗結果進行回歸分析得到回歸方程：R1=8.72+0.16A+0.29B+0.3C+0.1AB-0.17AC-0.22BC-0.88A2-0.442B2-0.41C2。方程的系數R2=0.9856，表明該回歸方程擬合良好。

表8 Box-Behnken試驗設計及結果Table 8 Box-Behnken design arrangement and experimental results

方差分析見表9，結果顯示：方程模型極顯著(P<0.0001)，失擬項不顯著(P=0.8479，>0.05)，說明模型對試驗擬合程度良好，模型較為穩(wěn)定。決定系數為0.9671，>0.9，信噪比為20.524，>4，說明其能夠較好地解釋試驗數據的變異性，且僅有小于4%的的變量不能由該模型解釋，模型的擬合度和可信度也較好，預測值與試驗值具有較高的相關度，可以很好預測試驗結果[9]。回歸方程模型大部分項差異P<0.05，顯著，一次項系數估計值分別為0.16，0.29，0.3，故影響因素的主次順序為制備時間>香辛料>雞肉風味基料添加量。

表9 響應面回歸模型方差分析表Table 9 ANOVA for response surface regression model

分析響應面結果，根據回歸方程繪制的響應面圖見圖2。并預測得到A，B，C的最適值為70.40 g、4.27 g、96.38 ℃，在此條件下其感官評分Y的理論最大值為8.806分。為了使通過響應曲面法分析得到的最優(yōu)值變得更加可靠，使用SAS軟件進行嶺脊分析[10]，重新得到A，B，C的最適值為70.3988 g、4.2684 g、96.3758 ℃，得到的綜合評分Y的理論最大值為8.8063分，結果與響應面法得到的最適值及感官評分的理論最大值基本一致，因此響應面法得到的最適值具有一定的可靠性。

圖2 雞肉風味基料、香辛料和時間交互作用對雞肉 復合調味料感官評價影響的響應面圖Fig.2 Response surface diagrams of the interaction effect of chicken flavor base, spices and time on sensory evaluation of chicken compound seasoning

2.5 模型驗證

為了驗證響應面分析的可靠性，故在優(yōu)化后的條件下進行驗證試驗，設定雞肉風味基料、香辛料、溫度分別為7.04 g、4.27 g、96.4 ℃，其他條件為鮮味劑(味精∶I+G為20∶1)2 g、鹽與糖的添加量(鹽∶糖為2.5∶1)10 g、制備時間50 min，并結合基礎配方進行樣品制備，對樣品進行感官評價，重復3次取平均值。最后得到樣品的感官評分為8.7分，與模型預測值相差1.2%，故預測條件是可靠的。

3 結論

隨著社會經濟水平的提高，人們對物質的要求提升，傳統的調味品已不能滿足人們日益多樣的食物需求，這給復合調味料帶來了發(fā)展空間，故復合調味料行業(yè)在近幾年的發(fā)展也極為迅速，在未來如何體現復合調味料的多樣化、營養(yǎng)健康化、天然化、便利化，并為大眾提供更多的優(yōu)質服務是面臨的基本問題。

為了探索復合調味料的制作工藝，對其影響因素進行探討。本文采用Plackett-Burman設計法從6個考察因素中篩選出最為重要的3個因素：雞肉風味基料、香辛料、溫度，然后利用最陡爬坡法逼近最大響應區(qū)域，并利用Box-Behnken設計得出最適條件：雞肉風味基料70.40 g、香辛料4.27 g、溫度96.4 ℃，參照單因素試驗確定其他條件為鮮味劑(味精∶I+G為20∶1)2 g、鹽與糖的添加量(鹽∶糖為2.5∶1)10 g、制備時間50 min。在最佳制備工藝條件下，感官評分為8.7分，與理論預測值8.806分接近，說明響應面法優(yōu)化雞肉復合調味料條件是可靠的，具有一定的實際意義，可以為復合調味料的生產實踐研究提供一定的技術參考。