李子淳，耿文廣，劉芳，員冬玲，苑紹迪，張瀟，高玲

（1.山東建筑大學熱能工程學院，山東 濟南 250101；2.齊魯工業(yè)大學（山東省科學院）山東省科學院能源研究所山東省生物質(zhì)氣化技術(shù)重點實驗室，山東 濟南 250353；3.齊魯工業(yè)大學（山東省科學院）能源與動力工程學院，山東 濟南 250353；4.中華全國供銷合作總社濟南果品研究院，山東 濟南 250220）

黃秋葵（Hibiscus esculentus）別名羊角豆、洋辣椒，為錦葵科秋葵屬草本植物，主要種植在印度、尼日利亞、蘇丹、巴基斯坦、伊拉克和加納等地[1-2]。黃秋葵富含維生素、膳食纖維、鈣和蛋白質(zhì)，同時其飽和脂肪含量較低，具有較高的營養(yǎng)價值和保健效果，不僅可提高免疫力，還能預防心血管疾病的發(fā)生，具有促進消化、防止便秘和抗疲勞等功效[3-5]。20世紀90年代初期，黃秋葵被引入我國，逐漸在南北方各地廣泛栽培[6]。由于其含水率較高，新鮮的黃秋葵極易腐爛，在常溫25℃下無法保留超過一周。因此采用干燥技術(shù)將黃秋葵的含水量降低到含水率10%以下，是延長黃秋葵貯藏期、提升黃秋葵經(jīng)濟效益的重要手段[7-8]。

國內(nèi)外對黃秋葵的微波干燥、真空干燥、冷凍干燥、噴霧干燥等工藝研究較多[9-16]，熱風干燥工藝的研究相對較少。熱風干燥設備結(jié)構(gòu)簡單、操作方便，是目前最常見、應用最廣泛的干燥方式之一。本文采用熱風干燥技術(shù)，基于單因素試驗，利用響應曲面分析法，研究黃秋葵熱風干燥特性，構(gòu)建干燥復水比和色差的回歸數(shù)學模型，優(yōu)化黃秋葵熱風干燥工藝，為黃秋葵的干制生產(chǎn)加工提供理論依據(jù)。

1 材料與設備

1.1 試驗材料

黃秋葵：市售，優(yōu)選無腐、無損傷、形狀一致的新鮮秋葵。

1.2 儀器與設備

SC-10型色差儀：深圳三恩時科技有限公司；ME303型電子天平：美國METTLER TOLEDO公司；HH-W420型恒溫水槽：上海助藍儀器科技有限公司；BA-110-D型快速水分測定儀：上?？粕齼x器有限公司；LUGB型渦街流量計：天津智控科技有限公司；101BH S型稱重傳感器：杭州永正傳感有限公司；熱風干燥實驗臺及控制系統(tǒng)：山東省科學院能源研究所先進能效實驗室自主設計。

1.3 試驗方法

試驗前將加熱設備和干燥室調(diào)整到預設參數(shù)進行預熱。挑選備好的新鮮、無損、形狀一致的黃秋葵為試驗樣本，測定黃秋葵初始含水率，測量3次取平均值，初始含水率為（88.1±0.5）%，稱重（誤差小于1 g），洗凈、瀝干，放入80℃恒溫水浴漂燙1 min進行護色預處理。然后將黃秋葵平鋪于熱風干燥箱的篩網(wǎng)上進行干燥，間隔5 s進行連續(xù)自動稱重，直至含水率降至8%后結(jié)束試驗。

1.3.1 單因素試驗設計

1.3.1.1 熱風干燥溫度對干燥效果的影響

設定風速0.8 m/s、鋪料層數(shù)1層，選擇熱風干燥溫度為40、50、60、70、80 ℃進行單因素試驗，考察熱風干燥溫度對復水比和色差的影響。

1.3.1.2 風速對干燥效果的影響

設定熱風干燥溫度60℃、鋪料層數(shù)1層，選擇風速為0.2、0.4、0.6、0.8、1.0 m/s進行單因素試驗，考察風速對復水比和色差的影響。

1.3.2 響應面試驗設計

采用響應曲面設計方法研究黃秋葵熱風干燥工藝各參數(shù)之間的交互作用，通過建立連續(xù)變量曲面模型，確定各因素對干燥效率影響值的特性并對影響響應值的因素及其交互作用進行評價，獲得最佳水平范圍[17]。根據(jù)Box-Behnken設計原理[18-19]，同時考慮到是否能有效提升干燥空間的利用率，提高單次干制品產(chǎn)量[20]，采取交叉擺放的方式增加層數(shù)，選取熱風干燥溫度、風速和鋪料層數(shù)作為研究因素，以干燥成品的復水比、色差為響應值，利用Design Expert V10.0軟件設計三因素三水平的響應面試驗，試驗設計因素及編碼水平見表1。

表1 響應曲面試驗設計因素及編碼水平Table 1 Factors and levels in response surface design

1.3.3 指標測定方法

1.3.3.1 含水率測定

參考文獻[21]的方法測定樣品含水率，含水率計算公式如下。

式中：Xwb，t為含水率，%；mt為物料質(zhì)量，g；ms為物料固體基質(zhì)質(zhì)量，g。

1.3.3.2 復水比測定

干制后的黃秋葵放入50℃的恒溫水浴中浸泡，每30 min取樣稱量，直至連續(xù)兩次質(zhì)量不再變化為止，計算此時質(zhì)量與初始質(zhì)量比值為復水比，表征新鮮果蔬食品干制后吸水恢復原來新鮮程度的能力。

式中：Xt為復水比；me復水后的質(zhì)量，g；m0為初始質(zhì)量，g。

1.3.3.3 色差測定

采用色差計測定物料的色差，計算公式如下[22]。

式中：L、L*值為明度指數(shù)（0＝黑色，100＝白色）；a、a*值表示紅綠色度（－a*＝綠色，＋a*＝紅色）；b、b*值表示黃藍色度（－b*＝藍色，＋b*＝黃色）；ΔE為測量值與標準樣板之間的色差值；L*、a*、b*為標準樣板的測定值；L、a、b為樣品的測定值。

2 結(jié)果與分析

2.1 單因素試驗結(jié)果與分析

2.1.1 熱風干燥溫度對干燥效果的影響

熱風干燥溫度對復水比的影響如圖1所示，對色差的影響如圖2所示。

圖1 熱風干燥溫度對復水比的影響Fig.1 Influence of hot air temperature on rehydration ratio

圖2 熱風干燥溫度對色差的影響Fig.2 Influence of hot air temperature on chromatic aberration

由圖1可知，隨著熱風干燥溫度的升高，秋葵復水能力逐漸減弱，復水比與熱風干燥溫度成反比。分析可知，溫度越高，傳熱和水分蒸發(fā)速率加快，物料水分脫除速度過快會導致孔結(jié)構(gòu)塌陷，復水比略有降低[23]。由圖2可知，色差隨著熱風干燥溫度的升高先增加后減小，在70℃時色差最大為22。隨著溫度的升高，秋葵的酶促褐變反應速度加快，色差逐漸增加，當溫度高于70℃時酶易失活，酶促褐變反應減弱，色差轉(zhuǎn)而減小，這與文獻[24-25]的研究結(jié)果一致。因此經(jīng)綜合分析后，認為熱風溫度50℃～70℃為工藝優(yōu)化因素水平范圍。

2.1.2 風速對干燥效果的影響

風速對復水比的影響如圖3所示，對色差的影響如圖4所示。

圖3 風速對復水比的影響Fig.3 Influence of wind speed on rehydration ratio

圖4 風速對色差的影響Fig.4 Influence of wind speed on chromatic aberration

由圖3可知，復水比隨風速的增加而減小，表明在其它條件不變時，黃秋葵脫水速率隨著風速的增加而增大，當風速較高時，物料組織結(jié)構(gòu)遭到破壞，導致復水性下降，這與文獻[26-29]的結(jié)論一致。由圖4可知，隨著風速的增大，色澤先減小后增大。分析原因可能是隨著風速增大，表面水蒸氣壓力減小，內(nèi)部自由水擴散至表面和表面蒸發(fā)速率加快，同時表面水分的快速蒸發(fā)減緩了水分與酶（多氧化酶等引起物料色變的酶）的反應，較好地保持了秋葵的色澤[26]，但當風速超過0.8 m/s時，色澤開始變差。綜合分析復水比與色差的影響規(guī)律，選取風速0.4 m/s～0.8 m/s為工藝優(yōu)化因素水平范圍。

2.2 響應面法試驗結(jié)果與分析

2.2.1 回歸模型的建立

黃秋葵熱風干燥工藝響應曲面分析試驗方案與結(jié)果見表2。

表2 響應曲面試驗設計與結(jié)果Table 2 Response surface experimental design and results

利用Design Expert V10.0軟件對試驗數(shù)據(jù)進行多元線性回歸，得到干燥復水比Y1、色差Y2對A熱風干燥溫度、B風速、C鋪料層數(shù)的二次多項回歸模型如下。

Y1=-2.175 3+0.157 4A+6.097 5B-0.249 5C-0.113 8AB-0.013 3AC+1.262 5BC-0.008 3A2-1.956 3B2+0.091 7C2

Y2=57.678 3-1.31A-28.322 5B-2.760 7C-0.231 7AB+0.026AC+1.475BC+0.014A2+28.196 7B2+0.256 6C2

對回歸方程方差分析后得到的各響應值的方差分析結(jié)果如表3所示。

由表3可知，兩個指標模型的P值均遠小于0.05，失擬項均大于0.1，表明回歸方程可行，模型均達到了顯著水平[30]。兩模型的R2值分別為0.883 4和0.947 7，說明模型相關(guān)性較好，而變化系數(shù)（CV）分別為6.51%和5.39%，表明試驗有較高的可信度和精確度。各因素對復水比和差澤的影響順序均為A熱風干燥溫度＞B風速＞C鋪料層數(shù)。其中，熱風干燥溫度對復水比和色差均有極顯著影響，風速僅對色差有極顯著影響，鋪料層數(shù)對兩個指標影響均不顯著。因素AB、BC的交互作用對復水比和色澤均有顯著影響，而因素AB的交互作用對兩個指標影響不顯著。

表3 回歸方程模型方差分析Table 3 Regression equation model analysis of variance

2.2.2 響應曲面分析

圖5為干燥條件對黃秋葵熱風干燥復水比的交互響應曲面圖。

由圖5（a）可知，隨著熱風干燥溫度的升高和風速的增大，復水比逐漸減??；由圖5（b）可知，曲面整體較為平整，變化不大，說明因素AC的交互作用對復水比影響不大；由圖5（c）可知，隨著風速的減小和鋪料層數(shù)的增加，曲面變化呈現(xiàn)先升高后平緩再降低的趨勢，說明風速和鋪料層數(shù)的交互作用對復水比有一定影響，當鋪料層數(shù)較少時，低風速會得到較高復水比的產(chǎn)品，但當鋪料層數(shù)較多時，風速的增加有利于提高產(chǎn)品復水比。

圖5 各因素對復水比交互影響的響應曲面圖Fig.5 Response surface map of the interaction of various factors on rehydration ratio

圖6為干燥條件對色差變化的交互響應曲面圖。

由圖 6（a）和圖 6（b）可知，隨著熱風干燥溫度的升高，曲面變化逐漸加劇，說明高溫不利于色澤的保持；由圖 6（a）和圖 6（c）可以看出，隨著風速的升高，曲面變化呈現(xiàn)逐漸平緩的趨勢，是由于風速加快引起物料表面水分的快速蒸發(fā)會減弱酶的反應，使得物料保持較好色澤；由圖 6（b）和圖 6（c）可知，在一定的熱風干燥溫度和風速下，曲面變化均較為平緩，表明鋪料層數(shù)的變化對色差影響較小。

圖6 各因素對干燥前后色差交互影響的響應曲面圖Fig.6 Response surface map of the interaction of various factors on chromatic aberration

2.2.3 黃秋葵熱風干燥工藝優(yōu)化

運用Design-Expert對回歸方程進行求解，可得黃秋葵熱風干燥工藝的最優(yōu)工藝條件為熱風干燥溫度57.76℃、風速0.62 m/s、鋪料層數(shù)1層，此時復水比為2.95，色差為13.71。

2.3 優(yōu)化驗證

參照優(yōu)化的黃秋葵熱風干燥工藝，將最佳工藝修正為熱風干燥溫度58℃、風速0.62 m/s、單層物料，在此工藝條件下進行3次平行試驗，得到黃秋葵的復水比為2.96，色差為13.67，兩組目標參數(shù)試驗值與模型預測值的誤差均小于1%，說明模型的擬合度高，可準確地描述黃秋葵的熱風干燥過程。

3 結(jié)論

基于黃秋葵熱風干燥單因素試驗結(jié)果，進行響應曲面分析試驗，建立自變量因素與復水比和色差的回歸模型。經(jīng)驗證，兩組模型回歸顯著（P＜0.05），能較好地描述秋葵熱風干燥過程，同時熱風干燥溫度和風速、風速和鋪料層數(shù)交互作用對復水比和色差均有顯著影響。各因素對干燥效果的影響從大到小依次為熱風干燥溫度＞風速＞鋪料層數(shù)。雖然增加鋪料層數(shù)可以提高單次產(chǎn)品產(chǎn)量，但由回歸方程解得仍為單層物料的擺放方式可以得到品質(zhì)更優(yōu)的干制品。黃秋葵熱風干燥工藝的最優(yōu)工藝條件為熱風溫度58℃、風速0.62 m/s、鋪料層數(shù)為1層，此時對應的指標值為復水比 2.96，色差 13.67。