左憲強(qiáng)，田洪嶺，郭淑紅，許陶瑜，吳昌娟，裴帥帥，王秋寶

（山西農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)作物研究所，山西汾陽032200）

壓差膨化技術(shù)生產(chǎn)的食品除了具有蜂窩狀結(jié)構(gòu)、高復(fù)水率外，產(chǎn)品質(zhì)地酥脆，保持了原食品的風(fēng)味、色澤、營養(yǎng)[1-7]，具有綠色天然、品質(zhì)優(yōu)良、營養(yǎng)豐富、口感較好、食用方便、易于貯藏的優(yōu)點(diǎn)[8]，越來越受到食品深加工業(yè)的青睞。

以桔梗根切片為原料，采用二次通用旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)試驗(yàn)，通過不同的膨化溫度、抽真空干燥溫度和抽真空干燥時(shí)間等因素對(duì)產(chǎn)品硬度與脆度的影響，優(yōu)化桔梗切片變溫壓差膨化干燥生產(chǎn)工藝，為桔梗酥脆切片生產(chǎn)提供技術(shù)方法和理論支撐。

1 材料與方法

1.1 材料

供試桔梗根為2019年山西農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)作物研究所藥材課題組生長2年的農(nóng)家品種。

1.2 儀器與設(shè)備

TA-XT型質(zhì)構(gòu)儀，英國Stable Micro System公司產(chǎn)品；高麥芽糖漿（質(zhì)量分?jǐn)?shù)80%），山東魯洲集團(tuán)產(chǎn)品；QDPH10-1型變溫壓差果蔬膨化干燥機(jī)，天津市勤德新材料科技有限公司產(chǎn)品；DHG9123A型電熱恒溫鼓風(fēng)箱，上海精宏實(shí)驗(yàn)設(shè)備有限公司產(chǎn)品；海爾冰箱。

1.3 指標(biāo)分析測(cè)定方法

采用質(zhì)構(gòu)儀測(cè)定，測(cè)定條件如下：探頭HDP/BSW，測(cè)試前速度1.0 mm/s，測(cè)試速度0.5 mm/s，測(cè)試后速度5.0 mm/s。儀器自動(dòng)測(cè)定應(yīng)力的變化，給出應(yīng)力隨時(shí)間的變化曲線，硬度為曲線中力的峰值，單位為“g”，值越大表示被測(cè)物體的硬度越大；脆度由峰個(gè)數(shù)的多少來表示，單位為“個(gè)”。峰個(gè)數(shù)越多，產(chǎn)品酥脆度越好；反之，產(chǎn)品酥脆度越差。

1.4 試驗(yàn)設(shè)計(jì)

桔梗酥脆切片膨化優(yōu)化工藝：原料→清洗→去除不可食用部分→切片→預(yù)干燥→膨化干燥→冷卻→包裝→成品。

預(yù)處理[9]：將經(jīng)過清洗、去皮的桔梗橫切成2.5±0.5 mm的片，在-4.0℃冷凍溫度條件下處理6 h，然后進(jìn)行解凍，再用35%的麥芽糖溶液滲透處理6 h，取出用清水沖洗，瀝水，置于80℃條件下熱風(fēng)干燥1.5 h備用[10]。

在對(duì)原材料預(yù)處理及前期探索研究的基礎(chǔ)上進(jìn)行壓差膨化干燥優(yōu)化工藝研究。試驗(yàn)采用二次通用旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)，參試因素為X1（膨化溫度），X2（抽真空干燥溫度），X3（抽真空干燥時(shí)間），分別分析其對(duì)產(chǎn)品品質(zhì)指標(biāo)Y1（硬度）和Y2（脆度）的影響規(guī)律。建立產(chǎn)品指標(biāo)與參試因素之間的二次回歸方程，通過回歸方程分析參試因素對(duì)產(chǎn)品指標(biāo)的影響及其變化規(guī)律，進(jìn)行優(yōu)化壓差膨化干燥加工工藝。

因素與水平設(shè)計(jì)見表1。

表1 因素與水平設(shè)計(jì)

壓差膨化干燥[11]：將預(yù)處理后的桔梗切片放于膨化罐的鋼絲托盤上，盡量保持各個(gè)處理在膨化時(shí)處于相同條件，然后裝罐密封；開啟電磁閥，連接蒸汽發(fā)生器與膨化罐，蒸汽發(fā)生器傳輸熱蒸汽加熱膨化罐，使罐內(nèi)溫度分別緩慢升至處理設(shè)計(jì)X1的膨化溫度，關(guān)閉電磁閥；開啟進(jìn)氣閥，連接空氣壓縮機(jī)與膨化罐，使罐內(nèi)壓力增加到0.2 MPa設(shè)定壓力，關(guān)閉進(jìn)氣閥，保持5 min；開啟真空泵，對(duì)真空罐進(jìn)行抽真空，使罐內(nèi)真空度達(dá)到0.098 MPa；開啟連接膨化罐和真空罐的泄壓閥，原料瞬間膨脹，并帶走膨化罐中大量水分，迅速向冷卻管道中通入冷卻水，將膨化罐內(nèi)溫度分別降至X2試驗(yàn)設(shè)計(jì)處理的溫度和X3試驗(yàn)設(shè)計(jì)處理的時(shí)間；然后通入冷卻水將溫度降至20～25℃。關(guān)閉泄氣閥，15 min后，打開通氣閥門，使罐內(nèi)恢復(fù)常壓；開罐分別取出樣品，進(jìn)行產(chǎn)品指標(biāo)測(cè)試[12]。指標(biāo)測(cè)試3次，取平均值。

2 結(jié)果與分析

試驗(yàn)設(shè)計(jì)與結(jié)果見表2。

表2 試驗(yàn)設(shè)計(jì)與結(jié)果

2.1 回歸方程與t檢驗(yàn)

應(yīng)用SPSS 18軟件對(duì)試驗(yàn)結(jié)果（表2）進(jìn)行二次通用旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)方法的回歸統(tǒng)計(jì)分析。

回歸系數(shù)及t檢驗(yàn)結(jié)果見表3。

表3 回歸系數(shù)及t檢驗(yàn)結(jié)果

由表3分別得到硬度和脆度與參試因素之間的二次回歸總方程式：

t檢驗(yàn)結(jié)果顯示，影響Y1（硬度）的主次順序是X1（膨化溫度）＞X2（抽真空干燥溫度）＞X3（抽真空干燥時(shí)間），且均為負(fù)相關(guān)。X1，X2，X3均達(dá)顯著，交互作用：X1與X2，X1與X3，X2與X3均顯著。決定系數(shù)R2=0.841＞0.8，F(xiàn)回=5.888*，說明其回歸方程在試驗(yàn)中有意義；影響Y2（脆度）的主次順序是X1（膨化溫度）＞X2（抽真空干燥溫度）＞X3（抽真空干燥時(shí)間），均為正相關(guān)。X1，X2，X3均達(dá)顯著。交互作用：X1與X2，X1與X3顯著，X2與X3不顯著。決定系數(shù)R2=0.919＞0.8，F(xiàn)回=12.549*，表明回歸方程與實(shí)際吻合程度很好。

2.2 回歸方程的最優(yōu)解

2.2.1 硬度的最優(yōu)解

在試驗(yàn)因素水平-1.682≤X1≤1.682（i=1，2，3）約束條件下，依據(jù)回歸方程（1）式，分別對(duì)X1，X2，X3求偏導(dǎo)數(shù)，并令其等于零得：

解該方程組得最優(yōu)解：X1=0.473（膨化溫度104.73℃），X2=0.227（抽真空溫度86.135℃），X3=-0.492（抽真空時(shí)間82.62 min），將最優(yōu)解編碼值依次代入回歸方程（1）式得Y1的最佳指標(biāo)值：Y1=6 954.807 g。

2.2.2 脆度的最優(yōu)解

同理依據(jù)回歸方程（2）式，分別對(duì)X1，X2，X3求偏導(dǎo)數(shù)，并令其等于零得：

解該方程組得最優(yōu)解：X1=0.596（膨化溫度105.96℃），X2=0.253（抽真空溫度86.265℃），X3=0.048（抽真空時(shí)間90.72 min），將最優(yōu)解編碼值依次代入回歸方程（2）式得Y2的最佳指標(biāo)值：Y2=196.651個(gè)。

2.3 單因素效應(yīng)解析

2.3.1 膨化溫度對(duì)硬度與脆度的影響

依據(jù)回歸方程（1）、（2）式，令X2，X3為0得X1對(duì)Y1，Y2影響的單因素回歸子方程：

分別對(duì)其求導(dǎo)數(shù)，并令其等于0，

解方程得最佳單因素效應(yīng)值：X1=0.476（膨化溫度104.76℃），Y1=6971.943 g；X1=0.649（膨化溫度106.49℃），Y1=195.313個(gè)。依據(jù)上述子方程作圖。

X1對(duì)Y1，Y2影響見圖1。

圖1 X1對(duì)Y1，Y2影響

從圖1看出，隨著膨化溫度的升高，產(chǎn)品的硬度迅速降低，到最低值后又緩慢升高；隨著膨化溫度的升高，產(chǎn)品的脆度逐漸上升，到最高值后又緩慢下降。

2.3.2 抽真空干燥溫度對(duì)硬度與脆度的影響

依據(jù)回歸方程（1）、（2）式，令X1，X3為0得X2對(duì)Y1，Y2影響的單因素回歸子方程：

分別對(duì)其求導(dǎo)數(shù)，并令其等于0，解方程得最佳單因素效應(yīng)值：X2=0.664（抽真空干燥溫度88.3℃），Y1=6 943.407 g；X2=0.325（抽真空干燥溫度86.6℃），Y2=191.094個(gè)。

X2對(duì)Y1，Y2影響見圖2。

圖2 X2對(duì)Y1，Y2影響

從圖2看出，隨著抽真空干燥溫度的升高，產(chǎn)品的硬度開始較快速降低，之后又緩慢降低到最低值后又略有升高；隨著抽真空干燥溫度的升高，產(chǎn)品的脆度迅速上升，到最大值后又較慢地降低。

2.3.3 抽真空干燥時(shí)間對(duì)硬度與脆度的影響

依據(jù)回歸方程（1）、（2）式，令X1，X2為0得X3對(duì)Y1，Y2影響的單因素回歸子方程：

分別對(duì)其求導(dǎo)數(shù)，并令其等于0，解方程得最佳單因素效應(yīng)值：X3=-0.612（抽真空干燥時(shí)間80.8 min），Y1=7 504.074 g；X3=0.120（抽真空干燥時(shí)間91.8 min），Y2=189.333個(gè)。

X3對(duì)Y1，Y2影響見圖3。

從圖3看出，隨著抽真空干燥時(shí)間的增加，產(chǎn)品的硬度略有上升后緩慢降低，又較快下降；隨著抽真空干燥時(shí)間的增加，產(chǎn)品的脆度迅速上升，到最大值后又較快地下降。

2.4 交互作用解析

2.4.1 參試因素對(duì)硬度的影響

依據(jù)回歸方程（1）式，分別令3個(gè)因素中其中一個(gè)為0，得交互效應(yīng)子方程：

依據(jù)交互效應(yīng)方程，可以用Matlab軟件繪出交互效應(yīng)圖。

X1與X2對(duì)Y1的影響見圖4，X1與X3對(duì)Y1的影響見圖5，X2與X3對(duì)Y1的影響見圖6。

圖4 X1與X2對(duì)Y1影響

圖5 X1與X3對(duì)Y1影響

圖6 X2與X3對(duì)Y1影響

圖6 X2與X3對(duì)Y1影響

2.4.2 參試因素對(duì)脆度的影響

依據(jù)回歸方程（2）式，分別令3個(gè)因素中其中一個(gè)為0得交互效應(yīng)子方程：

依據(jù)交互效應(yīng)方程，可以繪出交互效應(yīng)圖。

X1與X2對(duì)Y2的影響見圖7，X1與X3對(duì)Y2的影響見圖8，X2與X3對(duì)Y2的影響見圖9。

圖7 X1與X2對(duì)Y2影響

圖8 X1與X3對(duì)Y2影響

3 結(jié)論

通過對(duì)影響桔梗切片壓差膨化產(chǎn)品硬度和脆度的主要因素膨化溫度、抽真空干燥溫度和抽真空干燥時(shí)間的二次通用旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)試驗(yàn)研究，獲得到了產(chǎn)品的硬度和脆度與參試因素之間的回歸方程；影響產(chǎn)品硬度的主次順序是膨化溫度＞抽真干燥空溫＞抽真空干燥時(shí)間，且均為負(fù)相關(guān)。決定系數(shù)R2=0.841，F(xiàn)回=5.888*，說明其回歸方程在試驗(yàn)中有意義；影響脆度的主次順序是膨化溫度＞抽真空干燥溫度＞抽真空干燥時(shí)間，均為正相關(guān)。決定系數(shù)R2=0.919，F(xiàn)回=12.549*，表明回歸方程與實(shí)際吻合程度很好。

通過回歸方程的解析，方程的最優(yōu)解與單因素效應(yīng)值差異較明顯，表明參試因素之間交互作用明顯。方程的最優(yōu)解是參試因素對(duì)產(chǎn)品硬度和脆度的單作、交互作用綜合平衡的結(jié)果，產(chǎn)品的硬度通過脆度體現(xiàn)出來，因此最優(yōu)解就是桔梗酥脆切片壓差膨化生產(chǎn)最佳優(yōu)化加工工藝組合：膨化溫度105.96℃，抽真空干燥溫度86.265℃，抽真空時(shí)間90.72 min，脆度的最佳指標(biāo)值：Y2=196.651個(gè)。

由于采用試驗(yàn)設(shè)計(jì)方法和條件的限制，只對(duì)膨化溫度、抽真空干燥溫度、抽真空干燥時(shí)間進(jìn)行了研究，而對(duì)膨化壓力、膨化保持時(shí)間等作為統(tǒng)一條件而未列入試驗(yàn)因素，所以試驗(yàn)結(jié)果僅作后續(xù)試驗(yàn)的參考。