徐建宗，郭超男，年國(guó)芳，賽依旦·居馬洪，周建中

(新疆農(nóng)業(yè)大學(xué) 食品科學(xué)與藥學(xué)學(xué)院，烏魯木齊 830002)

辣椒為茄科辣椒屬一年生草本植物，又名辣子、番椒、海椒、廣椒等，是我國(guó)重要的蔬菜作物，也是我國(guó)多省人們餐桌上的重要組成部分[1-2]。辣椒營(yíng)養(yǎng)價(jià)值豐富，其果實(shí)中含有辣椒素、辣椒堿、維生素、辣椒色素、蛋白質(zhì)、糖和礦物質(zhì)等多種營(yíng)養(yǎng)成分[3]。同時(shí)辣椒是我國(guó)栽植最廣的蔬菜之一，在我國(guó)多省皆有栽植[4]。近年來(lái)，辣椒產(chǎn)業(yè)中制干椒的飛速發(fā)展，已成為繼番茄加工之后蔬菜種植規(guī)模第二的產(chǎn)業(yè)[5]。新疆地區(qū)獨(dú)特的自然資源、周邊廣闊的戈壁灘和自然曬場(chǎng)為制干辣椒提供了有利條件[6]。新疆制干辣椒種植品種多以當(dāng)?shù)仄贩N為主，主要包括線椒、板椒、鐵皮椒等，干線椒加工和銷售方式多以制醬和辣椒紅色素加工為主[7]。熏馬肉作為新疆維吾爾自治區(qū)哈薩克族傳統(tǒng)美食的翹楚，一直備受消費(fèi)者喜愛(ài)。熏馬肉營(yíng)養(yǎng)價(jià)值很高，富含10多種氨基酸以及鐵、鈣等礦物質(zhì)，同時(shí)蛋白質(zhì)含量高、脂肪含量低且質(zhì)量?jī)?yōu)于牛、羊等[8]，熏馬肉于食用前仍需加熱使其熟化[9]，熏馬肉干加入辣椒醬的調(diào)制，探究制醬最優(yōu)工藝參數(shù)為新型辣醬的開(kāi)發(fā)提供理論依據(jù)。目前辣椒醬工藝優(yōu)化研究以自然發(fā)酵和天然或人為加入乳酸菌發(fā)酵辣椒醬為主，不發(fā)酵辣椒醬工藝優(yōu)化相關(guān)研究較少，且不發(fā)酵辣椒醬工藝優(yōu)化又多以新型辣椒醬為主，其突出特點(diǎn)在于調(diào)配過(guò)程，重在研究其他調(diào)味料與辣椒混合后所附帶營(yíng)養(yǎng)、保健等功能對(duì)辣椒醬的影響與優(yōu)化，強(qiáng)調(diào)的是調(diào)味料的影響作用，卻甚少研究干辣椒制醬過(guò)程中辣椒自身工藝優(yōu)化[10]。

本研究通過(guò)對(duì)不發(fā)酵辣椒醬加工工藝進(jìn)行改良和優(yōu)化，搭配新疆特產(chǎn)熏馬肉開(kāi)發(fā)出熏馬肉辣椒醬，同時(shí)為了規(guī)避評(píng)價(jià)員主觀原因?qū)?shí)驗(yàn)的影響，采取模糊數(shù)學(xué)綜合評(píng)定和響應(yīng)面優(yōu)化二者結(jié)合的方法，優(yōu)化干椒制醬工藝，旨在為新疆辣椒醬走入市場(chǎng)提供一種新的思路，為干椒復(fù)水制醬工藝開(kāi)發(fā)提供理論基礎(chǔ)。

1 材料與方法

1.1 材料

辣椒:新疆北疆安集海干線椒，采購(gòu)于烏魯木齊市新北園春農(nóng)貿(mào)市場(chǎng)；熏馬肉：購(gòu)于烏魯木齊聚眾旺盛商貿(mào)有限公司；鹽、糖、油等：購(gòu)于本地商超。

1.2 實(shí)驗(yàn)儀器與設(shè)備

C21S-C2130九陽(yáng)電磁爐 九陽(yáng)股份有限公司； Meilen電子天平 深圳市美孚電子有限公司；美吉斯真空包裝機(jī) 東莞市凱仕電器有限公司；TA-XT2i高精度專業(yè)食品質(zhì)構(gòu)儀 英國(guó)BMS有限公司； 電子油溫溫度計(jì) 樂(lè)清市米特爾電氣有限公司。

1.3 基礎(chǔ)配方

1.3.1 主料

干線椒30 g、熏馬肉24 g、葵花籽油120 g。

1.3.2 輔料

白砂糖1.5 g、鹽2.5 g、生姜粉0.9 g、桂皮0.1 g、八角粉0.1 g、小茴香0.2 g、香葉0.1 g、花椒粉0.5 g、草果0.1 g。

1.4 制作工藝與操作要點(diǎn)

1.4.1 工藝流程

1.4.2 操作要點(diǎn)

1.4.2.1 干辣椒處理

挑選無(wú)蟲(chóng)害、完整無(wú)霉變、色澤較好的干線椒，除柄去蒂后清洗待復(fù)水。

1.4.2.2 復(fù)水與粉碎

復(fù)水選擇25 ℃環(huán)境，將干線椒清洗后浸泡于清水中，復(fù)水完成后切成長(zhǎng)3 cm左右辣椒皮待炒制。

1.4.2.3 熏馬肉的預(yù)處理

挑取顏色深紅、肥瘦均勻、無(wú)腐爛變質(zhì)的熏馬肉，去除筋膜后置于清水中浸泡10 min后，洗凈除去油脂和肉皮。馬肉含水量較高，炒制成醬前應(yīng)切成1 cm3大小方塊待煸干水分。

1.4.2.4 炒制熟化

油溫表探頭深入油里，待油溫達(dá)到180 ℃放入馬肉丁煸干水分至見(jiàn)油不見(jiàn)水，調(diào)料于辣椒炒制完成30 s內(nèi)加入，以防止調(diào)料糊鍋和香氣揮發(fā)。

1.4.2.5 冷卻與包裝

將炒制熟化的辣椒醬成品冷卻后置于真空包裝袋中，于真空包裝機(jī)內(nèi)進(jìn)行包裝。

1.4.2.6 滅菌貯藏

真空包裝后辣椒醬成品通過(guò)消毒裝置消毒，并在低溫和避光條件下儲(chǔ)存。

1.5 試驗(yàn)設(shè)計(jì)

1.5.1 質(zhì)構(gòu)測(cè)定

采用TA-XT2i型質(zhì)構(gòu)儀測(cè)定辣椒醬的質(zhì)構(gòu)，根據(jù)文獻(xiàn)[11]的方法并稍加改進(jìn)，采用P/5探頭，形變量50%，測(cè)前速度2 mm/s，測(cè)試速度1 mm/s，測(cè)后速度1 mm/s，觸發(fā)力8 g，測(cè)定硬度、內(nèi)聚性、彈性、咀嚼性。平行測(cè)定3次取平均值用于結(jié)果。

1.5.2 響應(yīng)面優(yōu)化試驗(yàn)設(shè)計(jì)

在前期單因素試驗(yàn)的基礎(chǔ)上，選定復(fù)水時(shí)間、炒制溫度、炒制時(shí)間為三因素，按照響應(yīng)面Box-Behnken設(shè)計(jì)原則以咀嚼度和感官評(píng)分為響應(yīng)值，選擇三因素三水平設(shè)計(jì)響應(yīng)面試驗(yàn)，以-1，0，1代指變量三水平，并采取模糊數(shù)學(xué)綜合評(píng)價(jià)法研究三因素三水平對(duì)食品感官質(zhì)量的影響，結(jié)合響應(yīng)面優(yōu)化對(duì)辣椒醬制作工藝進(jìn)行優(yōu)化，以期確定最佳制作工藝參數(shù)[12-14]。利用Design-Expert軟件對(duì)辣椒醬工藝條件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析，具體因素與水平見(jiàn)表1。

表1 響應(yīng)面試驗(yàn)因素和水平Table 1 The factors and levels of response surface test

1.6 熏馬肉辣椒醬模糊感官評(píng)價(jià)構(gòu)建

1.6.1 感官評(píng)鑒與評(píng)分標(biāo)準(zhǔn)

按照GB/T 16291.1—2012《感官分析 選拔、培訓(xùn)與管理評(píng)價(jià)員一般導(dǎo)則》并參考曾習(xí)等[15]的辦法，選定10名食品相關(guān)專業(yè)的同學(xué)，5男5女，五感正常且敏感，無(wú)酗酒、抽煙等惡習(xí)，健康狀況和表達(dá)能力良好，經(jīng)驗(yàn)豐富，具備必需的分辨差異能力，能勝任感官檢驗(yàn)的人員組成感官評(píng)價(jià)小組。要求評(píng)價(jià)員對(duì)1～17號(hào)樣品按照感官評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)分別從色澤、氣味、滋味和組織形態(tài)4個(gè)方面進(jìn)行打分，并填寫(xiě)感官評(píng)價(jià)表，具體評(píng)分標(biāo)準(zhǔn)見(jiàn)表2。

表2 熏馬肉辣椒醬感官評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)Table 2 Sensory evaluation criteria for smoked horse meat chili sauce

1.6.2 因素集論域U的確定

因素集，即與評(píng)價(jià)事物有關(guān)因素的評(píng)價(jià)指標(biāo)集，用U指代。本次研究中，即為熏馬肉干線辣椒醬產(chǎn)品質(zhì)量各相關(guān)因素構(gòu)成的評(píng)價(jià)指標(biāo)集。選擇色澤、氣味、滋味和組織形態(tài)作為熏馬肉干線辣椒醬4個(gè)評(píng)價(jià)指標(biāo)，其分別被表示為u1，u2，u3，u4，指代因素集U的4個(gè)子向量，即U={色澤，氣味，滋味，組織形態(tài)}[16]。

1.6.3 評(píng)語(yǔ)集V的建立

評(píng)語(yǔ)集是對(duì)評(píng)價(jià)事物質(zhì)量指標(biāo)相關(guān)因素評(píng)價(jià)的結(jié)果，V即為評(píng)語(yǔ)集，vm指代出現(xiàn)的評(píng)語(yǔ)個(gè)數(shù)。本次研究中，將每個(gè)因素評(píng)價(jià)等級(jí)細(xì)分，根據(jù)感官評(píng)價(jià)分為優(yōu)(v1)、良(v2)、中(v3)、差(v4)4個(gè)評(píng)分等級(jí)。經(jīng)評(píng)價(jià)小組決定，確定辣椒醬的評(píng)語(yǔ)集為V={優(yōu)，良，中，差}[17]。

1.6.4 權(quán)重集分配方案的確定

權(quán)重指在指標(biāo)評(píng)價(jià)時(shí)，由于各因素的作用和影響力不同，導(dǎo)致其重要程度不同，反映的是消費(fèi)者對(duì)各種因素要求滿足的急切程度。對(duì)于辣椒醬因素論域中的4個(gè)因素，所占比重也不盡相同。參考姬長(zhǎng)英[18]的方法，采用強(qiáng)制決定法對(duì)色澤、氣味、滋味、組織形態(tài)4個(gè)因素和4個(gè)評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)構(gòu)建矩陣，因素兩兩進(jìn)行對(duì)比，重要的計(jì)1分，不重要的計(jì)0分，自身比較得1分，最后歸一化處理數(shù)據(jù)。

1.6.5 模糊矩陣的建立和最終評(píng)價(jià)結(jié)果的確定

挑選10名評(píng)價(jià)員組成評(píng)價(jià)小組，分別對(duì)樣品因素集中色澤、氣味、滋味和組織形態(tài)進(jìn)行感官打分，得到4個(gè)因素評(píng)價(jià)結(jié)果模糊矩陣Rj，j指代樣品編號(hào)。將Rj和權(quán)重集A 相乘得到第j 號(hào)樣品綜合評(píng)價(jià)集Bj，j數(shù)值設(shè)為1～17，賦值分?jǐn)?shù)與綜合評(píng)價(jià)集Bj相乘得到最終感官綜合評(píng)分并作為響應(yīng)值。

2 結(jié)果與分析

2.1 模糊綜合評(píng)價(jià)結(jié)果與分析

2.1.1 權(quán)重集確定

針對(duì)評(píng)價(jià)因素采用強(qiáng)制決定法分別賦予4個(gè)因素權(quán)重占比，權(quán)重集用A表示，A={a1,a2,a3,a4}，其中a1,a2,a3,a4分別指代辣椒醬的色澤、氣味、滋味和組織形態(tài)的權(quán)重。依據(jù)統(tǒng)計(jì)結(jié)果，A={0.2,0.3,0.4,0.1},見(jiàn)表3。

表3 權(quán)重強(qiáng)制決定法Table 3 Forced determination method of weight

2.1.2 模糊評(píng)價(jià)感官分?jǐn)?shù)結(jié)果

10名評(píng)價(jià)員構(gòu)成小組對(duì)樣品的色澤、氣味、滋味和組織形態(tài)4個(gè)方面無(wú)順序打分，統(tǒng)計(jì)分?jǐn)?shù)并記錄，見(jiàn)表4。

表4 感官評(píng)價(jià)投票結(jié)果Table 4 Voting results of sensory evaluation

2.1.3 模糊變換與評(píng)價(jià)矩陣結(jié)果

將表4中感官評(píng)價(jià)票數(shù)結(jié)果按照10名評(píng)價(jià)員折算成相應(yīng)的比例，結(jié)合表中所有結(jié)果表示為向量，根據(jù)隸屬度原則構(gòu)造并得到綜合評(píng)價(jià)矩陣Rj，共計(jì)17個(gè)矩陣：

第j號(hào)模糊矩陣表示為：

式中：m和 n數(shù)字皆為從1到4，即為4個(gè)因素評(píng)價(jià)等級(jí)比例占比，j=1，2，3……17為樣品編號(hào)，rn1,rn2,rn3……rn4表示第n個(gè)評(píng)價(jià)指標(biāo)對(duì)應(yīng)項(xiàng)所獲得的票數(shù)比例。

根據(jù)模糊變換原理[19]，對(duì)于綜合評(píng)價(jià)結(jié)果B=A·R,因此對(duì)于第j號(hào)樣品，則Bj=A·Rj。

因而對(duì)于1號(hào)樣品，綜合評(píng)價(jià)集B1=A·R1=(0.22,0.57,0.17,0.04),按此法獲得其他樣品綜合評(píng)價(jià)集，結(jié)果如下：

R2=(0.04,0.35,0.54,0.07)，R3=(0.15,0.61,0.24,0)，R4=(0.12,0.46,0.39,0.03)，R5=(0,0.1,0.62,0.28)，R6=(0.16,0.38,0.35,0.11)，R7=(0.36,0.38,0.26,0)，R8=(0.2,0.39,0.34,0.07)，R9=(0.01,0.33,0.57,0.09)，R10=(0,0.24,0.6,0.16)，R11=(0,0.17,0.53,0.3)，R12=(0.08,0.25,0.61,0.06)，R13=(0.17,0.57,0.23,0.03)，R14=(0.44,0.3,0.26,0)，R15=(0.19,0.65,0.16,0)，R16=(0.24,0.66,0.1,0)，R17=(0.36,0.48,0.16,0)。

對(duì)以上評(píng)價(jià)結(jié)果優(yōu)、良、中、差分別賦值90，80，70，60分，賦值結(jié)果與以上17組數(shù)據(jù)進(jìn)行加乘，得到最終感官評(píng)分，見(jiàn)表5。

表5 Box-Behnken試驗(yàn)設(shè)計(jì)與結(jié)果Table 5 Design and results of Box-Behnken test

2.2 熏馬肉干絲辣椒醬Box-Behnken優(yōu)化結(jié)果分析

在前期單因素試驗(yàn)基礎(chǔ)上，以復(fù)水時(shí)間A、炒制溫度B、炒制時(shí)間C為研究對(duì)象，以感官評(píng)分和咀嚼度作為響應(yīng)值，利用響應(yīng)面對(duì)其進(jìn)行設(shè)計(jì)優(yōu)化熏馬肉制作工藝，結(jié)果見(jiàn)表5。其中12個(gè)析因試驗(yàn)，5個(gè)中心平行試驗(yàn)。使用Design-Expert 8.0.6.1中Box-Behnken響應(yīng)面優(yōu)化程序?qū)Ρ碇芯捉蓝群湍：龜?shù)學(xué)綜合評(píng)價(jià)所得結(jié)果進(jìn)行多元回歸模型擬合得到回歸方程：

咀嚼度Y1=279.98-7.03A+7.24B+12.08C+23.35AB-3.25AC-21.15BC-22.19A2-34.31B2-39.45C2。

感官評(píng)分Y2=81.30-2.16A+1.34B+1.67C+2.75AB-0.18AC-3.08BC-2.28A2-2.53B2-5.30C2。

對(duì)回歸方程與模型采用方差分析，結(jié)果見(jiàn)表6和表7。

表6 響應(yīng)值感官評(píng)分方差分析表Table 6 Analysis of variance of sensory score of response values

由表6可知，該感官評(píng)分回歸模型的P值為0.0002,此結(jié)果表明回歸模型極顯著，同時(shí)失擬項(xiàng)表現(xiàn)為不顯著，表明模型在回歸區(qū)域各因素之間模擬好，較為穩(wěn)定，無(wú)需調(diào)整，可以很好地分析后續(xù)數(shù)據(jù)。其中多元相關(guān)系數(shù)R2=0.9699，表示線性回歸模型分析總離差平方和中由回歸平方影響的值，該方差分析表中多元相關(guān)系數(shù)R2較大且接近1，可看出模型準(zhǔn)確且回歸效果顯著，擬合度較高。校正決定系數(shù)RAdj2=0.9311，表示考慮獨(dú)立變量個(gè)數(shù)影響下對(duì)多元決定系數(shù)R2進(jìn)行校正以后的值，表明感官評(píng)分指數(shù)約93.11%由獨(dú)立變量所決定。變異系數(shù)C.V.=1.57%<10%，變異系數(shù)低可解釋為數(shù)據(jù)穩(wěn)定性高，試驗(yàn)具備較高可信度與精確度[20]。模型的因子交互作用方面，一次項(xiàng)A(復(fù)水時(shí)間)、C(炒制時(shí)間)影響極顯著(P<0.01),B(炒制溫度)影響顯著(P<0.05),二次項(xiàng)A2、B2、C2差異性影響極顯著(P<0.01)，交互作用項(xiàng)AB、BC差異性也極顯著(P<0.01)。表明該試驗(yàn)各個(gè)影響因素之間交互作用對(duì)感官評(píng)分具有顯著差異，并由F值可知對(duì)感官評(píng)分的影響主次順序?yàn)锳(復(fù)水時(shí)間)>C(炒制時(shí)間)>B(炒制溫度)。

表7 響應(yīng)值咀嚼度方差分析表Table 7 Analysis of variance of response value chewiness

續(xù) 表

由表7可知，該咀嚼度線性回歸模型的P<0.0001，模型達(dá)極顯著水平，失擬項(xiàng)不顯著(P>0.05),表明模型在回歸區(qū)域各因素之間模擬好，較為穩(wěn)定，無(wú)需調(diào)整，可以很好地分析后續(xù)數(shù)據(jù)。多元相關(guān)系數(shù)R2=0.9894，表示回歸模型因變量98.94%的變異，此回歸模型的R2較高，表明模型擬合度高且可預(yù)測(cè)效果顯著，校正決定系數(shù)RAdj2= 0.9757，校正回歸系數(shù)較大，指代回歸方程更優(yōu)，表示咀嚼度指數(shù)約97.57%由獨(dú)立變量所決定，回歸模型預(yù)測(cè)更為準(zhǔn)確且客觀。C.V.=2.42%<10%，數(shù)據(jù)變異系數(shù)較低，具備較高可信度與精確度。 模型的因子交互作用方面，一次項(xiàng)B、C影響極顯著(P<0.01),A影響顯著(P<0.05),二次項(xiàng)A2、B2、C2影響極顯著(P<0.01)，交互作用項(xiàng)AB、BC影響極顯著(P<0.01)。表明該試驗(yàn)各個(gè)影響因素之間交互作用對(duì)咀嚼度具有顯著差異，并由F值可知對(duì)咀嚼度影響的主次順序?yàn)锳(復(fù)水時(shí)間)>C(炒制時(shí)間)>B(炒制溫度)。

2.3 響應(yīng)面分析

通過(guò)上述回歸模型，不難看出兩個(gè)模型都對(duì)交互因素AC不顯著，另外兩組交互因素復(fù)水時(shí)間和炒制溫度、炒制溫度和炒制時(shí)間之間具有顯著性。復(fù)水時(shí)間和炒制溫度對(duì)感官評(píng)分的影響見(jiàn)圖1，炒制溫度和炒制時(shí)間對(duì)感官評(píng)分的影響見(jiàn)圖2，復(fù)水時(shí)間和炒制溫度對(duì)質(zhì)構(gòu)特性咀嚼度的影響見(jiàn)圖3，炒制溫度和炒制時(shí)間對(duì)質(zhì)構(gòu)特性咀嚼度的影響見(jiàn)圖4。

圖1 復(fù)水時(shí)間和炒制溫度對(duì)綜合評(píng)分影響的響應(yīng)面及等高線Fig.1 Response surface diagram and contour plot of effect of rehydration time and frying temperature on comprehensive score

圖2 炒制溫度和炒制時(shí)間對(duì)綜合評(píng)分影響的響應(yīng)面及等高線Fig.2 Response surface diagram and contour plot of effect of frying temperature and frying time on comprehensive score

圖3 復(fù)水時(shí)間和炒制溫度對(duì)咀嚼度影響的響應(yīng)面及等高線Fig.3 Response surface diagram and contour plot of effect of rehydration time and frying temperature on chewiness

圖4 炒制溫度和炒制時(shí)間對(duì)咀嚼度影響的響應(yīng)面及等高線Fig.4 Response surface diagram and contour plot of effect of frying temperature and frying time on chewiness

響應(yīng)面和等高線圖中，等高線圖考察兩因素之間與因變量作用造成影響的定量變化，等高線圖中曲線彎曲程度表示對(duì)結(jié)果影響程度的大小，越趨近于圓表示交互作用越不顯著，越趨近于橢圓表示交互作用越顯著[21]。由表6和圖1可知，等高線圖趨于橢圓，復(fù)水時(shí)間和炒制溫度之間交互作用較為顯著，且等高線圖由深變淺，變化速率較快，坡度越大表示對(duì)試驗(yàn)結(jié)果影響越顯著。當(dāng)復(fù)水時(shí)間不變時(shí)，能較為明顯地發(fā)現(xiàn)感官評(píng)分隨著炒制溫度的提升而呈現(xiàn)增長(zhǎng)趨勢(shì)，從3D立體圖可看出，曲面傾斜度較大，意味著復(fù)水時(shí)間和炒制溫度對(duì)響應(yīng)值影響較大，二者交互顯著。感官綜合評(píng)分在適當(dāng)?shù)膹?fù)水時(shí)間和炒制溫度下具有最大值，該最大值出現(xiàn)在復(fù)水時(shí)間為4～5 h，溫度為136～144 ℃時(shí)。

由表6和圖2可知，等高線圖呈橢圓且3D立體圖爬坡較陡峭，由等高線可知，在復(fù)水時(shí)間保持不變時(shí)，所對(duì)應(yīng)因素炒制溫度和炒制時(shí)間的交互作用影響顯著，炒制溫度和炒制時(shí)間在0水平時(shí)交互獲得最大感官評(píng)分。炒制溫度恒定時(shí)，感官評(píng)分隨炒制時(shí)間的延長(zhǎng)先升高后降低，于145 ℃時(shí)獲得最大感官評(píng)分；當(dāng)炒制溫度和炒制時(shí)間為定值時(shí)，感官評(píng)分隨復(fù)水時(shí)間的增加先升高后逐漸降低。此外，響應(yīng)面圖曲線較為彎曲且靠近炒制時(shí)間處較為稠密，可知在復(fù)水時(shí)間保持定值時(shí)，炒制時(shí)間對(duì)感官評(píng)分的影響程度高于炒制溫度。

由表7和圖3可知，當(dāng)炒制時(shí)間一定時(shí)，兩影響因素間交互作用顯著。復(fù)水時(shí)間和炒制溫度在等高線上存在最大值，該最大值在復(fù)水時(shí)間5.75～6.5 h和炒制溫度136.39～142 ℃范圍內(nèi)，復(fù)水時(shí)間不變時(shí)，咀嚼度隨著炒制溫度升高而逐漸變大，增大到最大值后呈降低趨勢(shì)，由較為彎曲的響應(yīng)面圖和靠近復(fù)水時(shí)間側(cè)響應(yīng)面圖更為稠密可知，兩相比較，復(fù)水時(shí)間對(duì)咀嚼度的影響高于炒制溫度。

由表7和圖4可知，等高線圖呈曲率較低的橢圓形，當(dāng)復(fù)水時(shí)間一定時(shí)，炒制溫度和炒制時(shí)間之間交互作用顯著，等高線上出現(xiàn)最值點(diǎn)，最大值范圍位于炒制溫度140～144 ℃與炒制時(shí)間4～4.5 h范圍內(nèi)，咀嚼度大小在炒制溫度為定值時(shí)隨著炒制時(shí)間的增加增大到最大值后降低。由響應(yīng)面靠近炒制時(shí)間一側(cè)線更稠密可知，炒制時(shí)間對(duì)咀嚼度的影響高于炒制溫度。

2.4 參數(shù)優(yōu)化驗(yàn)證試驗(yàn)

借助Design-Expert 8.6.0.1軟件分析響應(yīng)面優(yōu)化結(jié)果，得到最佳熏馬肉辣椒醬最優(yōu)工藝組合為復(fù)水時(shí)間5.31 h、炒制溫度138.93 ℃、炒制時(shí)間4.18 min，此時(shí)得到最大感官評(píng)分值81.916分，咀嚼度為281.018 mJ。應(yīng)用到實(shí)際試驗(yàn)中，此工藝應(yīng)改變?yōu)閺?fù)水時(shí)間5.3 h、炒制溫度140 ℃、炒制時(shí)間4.2 min。在此工藝下準(zhǔn)備驗(yàn)證試驗(yàn)，3次工藝條件不變，獲得3次試驗(yàn)平均值依次為感官評(píng)分80.23分，咀嚼度275.573 mJ。該結(jié)果與理論值接近，相對(duì)誤差分別約為2.1%和1.9%。數(shù)據(jù)表明此模型擬合較好，同時(shí)證明應(yīng)用模糊數(shù)學(xué)法結(jié)合響應(yīng)面優(yōu)化對(duì)熏馬肉辣椒醬工藝優(yōu)化合理且科學(xué)。

3 結(jié)論

本試驗(yàn)通過(guò)對(duì)熏馬肉辣椒醬進(jìn)行感官評(píng)定，采用模糊數(shù)學(xué)綜合評(píng)價(jià)，在此基礎(chǔ)上通過(guò)響應(yīng)面試驗(yàn)進(jìn)一步確定熏馬肉辣椒醬的工藝條件并優(yōu)化，借助Design-Expert獲得工藝最優(yōu)條件為復(fù)水時(shí)間5.3 h、炒制溫度140 ℃、炒制時(shí)間4.2 min，于此工藝下制成的熏馬肉辣椒醬復(fù)合香味明顯，辣味適中，兼具咸香，黏性適中，流動(dòng)性較好，為新疆方便食品伴侶辣醬加工工藝提供了理論依據(jù)。