響應(yīng)面法優(yōu)化草魚魚糜制品加工工藝

丁 利，楊賢慶，馬海霞，李來好，陳勝軍，郝淑賢，戚 勃

（1.中國水產(chǎn)科學(xué)研究院南海水產(chǎn)研究所，農(nóng)業(yè)部水產(chǎn)品加工重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，

國家水產(chǎn)品加工技術(shù)研發(fā)中心，廣東廣州 510300；

2.上海海洋大學(xué)食品學(xué)院，上海 201306）

響應(yīng)面法優(yōu)化草魚魚糜制品加工工藝

丁 利1，2，楊賢慶1，*，馬海霞1，2，李來好1，陳勝軍1，郝淑賢1，戚 勃1

（1.中國水產(chǎn)科學(xué)研究院南海水產(chǎn)研究所，農(nóng)業(yè)部水產(chǎn)品加工重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，

國家水產(chǎn)品加工技術(shù)研發(fā)中心，廣東廣州 510300；

2.上海海洋大學(xué)食品學(xué)院，上海 201306）

利用響應(yīng)面分析法對草魚魚糜制品加工工藝的條件進(jìn)行優(yōu)化。首先采用Plackett-Burman設(shè)計(jì)對影響魚糜制品凝膠強(qiáng)度的7個(gè)因素進(jìn)行評價(jià)，篩選出具有顯著影響的3個(gè)因素：漂洗時(shí)間、超聲波時(shí)間和斬拌時(shí)間，再用最陡爬坡路徑逼近3個(gè)因素的最大響應(yīng)區(qū)域，最后采用Box-Behnken實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)對顯著因素進(jìn)行優(yōu)化，得出最佳漂洗時(shí)間、超聲波時(shí)間和斬拌時(shí)間分別為：15、43、15min。優(yōu)化工藝條件后，草魚魚糜制品凝膠強(qiáng)度提高至1308.67g·cm-1，是未優(yōu)化前的1.46倍。

草魚魚糜制品，凝膠強(qiáng)度，Plackett-Burman試驗(yàn)設(shè)計(jì)，響應(yīng)面法

魚糜制品具有營養(yǎng)價(jià)值高，脂肪含量低等特點(diǎn)[1-3]。目前魚糜的生產(chǎn)原料多為海水魚，淡水魚在魚糜方面的應(yīng)用較少，而且多數(shù)淡水魚肉的凝膠性能比海水魚差，因此有必要優(yōu)化魚糜制品加工工藝以提高其凝膠性能。凝膠特性作為魚糜制品最重要的功能特性[4]，凝膠強(qiáng)度的大小是衡量魚糜制品質(zhì)量好壞的重要指標(biāo)。在魚糜制品加工工藝中，漂洗和斬拌是影響魚糜制品凝膠強(qiáng)度的極其重要的環(huán)節(jié)[5-6]。漂洗時(shí)間、漂洗次數(shù)和漂洗溫度的選擇均影響魚糜制品的凝膠強(qiáng)度[7-11]，通過漂洗可以除去魚糜中部分水溶性蛋白質(zhì)，從而提高魚糜中鹽溶性蛋白的相對含量，進(jìn)而提高魚肉蛋白質(zhì)的凝膠形成能力[12]。合適的斬拌時(shí)間可提高魚糜制品的凝膠強(qiáng)度[13]，斬拌溫度要保持在合適的范圍內(nèi)，因?yàn)闇囟冗^高不利于魚糜凝膠化的形成[14]。魚肉細(xì)胞破碎的程度可影響魚糜中鹽溶性蛋白的溶出速率，進(jìn)而影響魚糜制品的凝膠強(qiáng)度。有研究發(fā)現(xiàn)超聲波對一些動(dòng)植物細(xì)胞的微觀結(jié)構(gòu)都有破碎作用[15-17]，也有研究表明超聲波處理可提高大豆分離蛋白的凝膠強(qiáng)度[18]，但將超聲波處理用于魚糜制品加工過程中的報(bào)道較少。草魚作為淡水養(yǎng)殖魚類在我國產(chǎn)量很大[19]，但關(guān)于草魚魚糜制品的相關(guān)加工工藝的研究還較少見諸報(bào)道[20-21]。草魚具有含脂少、生長快、肉質(zhì)好的特點(diǎn)，為了充分利用我國的草魚資源，提高草魚的附加值，將其精深加工成魚糜制品是一種很好的途徑。本實(shí)驗(yàn)以草魚為魚糜制品加工原料，目標(biāo)在于優(yōu)化草魚魚糜制品所采用的加工條件，為生產(chǎn)出優(yōu)質(zhì)的草魚魚糜制品提供一定的理論依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 材料與儀器

鮮活草魚（重量＞1000g/條） 購于廣州市水產(chǎn)市場；食鹽 市購；特級魔芋精粉（食品級） 湖北強(qiáng)森魔芋科技有限公司；蛋清蛋白粉（食品級） 浙江省長興艾格生物制品有限公司。

QTS-25型質(zhì)構(gòu)儀 美國Brookfield公司；SZ-5型斬拌機(jī) 廣州旭眾食品機(jī)械有限公司；FW 100型高速勻漿組織搗碎機(jī) 天津市泰斯特儀器有限公司；HR2006型飛利浦?jǐn)嚢铏C(jī) 飛利浦有限公司；HH-2型孔數(shù)顯恒溫水浴鍋 江蘇省金壇市榮華儀器制造有限公司；FA1104N型電子分析天平 上海民橋精密科學(xué)儀器有限公司；FMP400AS型制冰機(jī) 美國格蘭特有限公司。

1.2 實(shí)驗(yàn)方法

1.2.1 草魚魚糜制品凝膠制備 鮮活草魚→預(yù)處理→冰水洗凈→去皮切塊→采肉→漂洗去腥→脫水→斬拌（加入輔料）→灌腸→加熱凝膠化→冰水中冷卻→4℃保存24h。

1.2.2 工藝操作要點(diǎn)

1.2.2.1 預(yù)處理 除去魚鱗、魚頭、魚尾、內(nèi)臟和內(nèi)膜等，冰水清洗干凈后使魚肉溫度迅速降到10℃以下。1.2.2.2 漂洗去腥 魚肉用冷水漂洗，魚肉和冷水的體積比為1∶（5～10），鹽水質(zhì)量濃度為2.5g/L，進(jìn)行緩慢勻速的攪拌，靜置3min，傾去表面漂洗液，重復(fù)3次。

1.2.2.3 斬拌 先空擂3m in，再加鹽斬拌10m in，然后加入輔料（魔芋精粉0.6%，蛋清蛋白粉4%），按實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)進(jìn)行斬拌，斬拌過程中，加冰使溫度控制在0～ 10℃。

1.2.2.4 加熱凝膠化（二段法） 先放入40℃水浴鍋中加熱30m in，再放入90℃水浴鍋加熱20m in，取出后立即將其放入冰水中冷卻10min，再將其置于4℃冰箱中，放置24h備用。

1.2.3 魚糜凝膠強(qiáng)度的測定 將制備好的魚糜從冰箱中取出，室溫放置，使魚糜溫度平衡至室溫，將樣品切成2cm×2cm×3cm的長方塊，將橫斷面的中心位于質(zhì)構(gòu)儀探頭的正下方。用質(zhì)構(gòu)儀測定草魚魚糜凝膠的破斷強(qiáng)度（g）和凹陷深度（mm），其中破斷強(qiáng)度反映了魚糜凝膠的硬度，凹陷度反映了魚糜凝膠的彈性。魚糜凝膠的凝膠強(qiáng)度（g·cm）為兩者的乘積[22]。測試條件：選用壓力模式，測定選用直徑為11mm的球形探頭，測試速度60mm/min，下壓距離為15mm，測試力4.5g。所有測量均重復(fù)5次。

1.3 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

1.3.1 Plackett-Burman實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì) Plackett-Burman實(shí)驗(yàn)方法主要針對因子數(shù)較多，通過比較各個(gè)因子兩水平的差異與整體的差異來確定因子的顯著性。可以確定具有顯著影響的因子，從而達(dá)到篩選的目的。影響魚糜制品凝膠強(qiáng)度的可能因素有漂洗時(shí)間（X1）、漂洗溫度（X2）、漂洗次數(shù)（X4）、超聲波時(shí)間（X5）、斬拌加鹽量（X7）、斬拌時(shí)間（X9）、斬拌溫度（X10）。對這7個(gè)因素，選用N=12的Plackett-Burman實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)篩選出顯著影響因素，另外選擇3個(gè)虛擬變量用來估計(jì)實(shí)驗(yàn)誤差。實(shí)驗(yàn)選取的各因素水平取值見表1。

1.3.2 最陡爬坡實(shí)驗(yàn) 由Plackett-Burman實(shí)驗(yàn)結(jié)果得到各顯著因素的效應(yīng)值，根據(jù)各效應(yīng)值的大小確定最陡爬坡實(shí)驗(yàn)的步長和爬坡方向，以經(jīng)濟(jì)、快速地逼近最佳值區(qū)域。魚糜制品凝膠強(qiáng)度最大的實(shí)驗(yàn)點(diǎn)，即為下一步響應(yīng)面分析法的中心點(diǎn)。

表1 Plackett-Burman試驗(yàn)設(shè)計(jì)及編碼水平Table 1 Factors and levels of Plackett-Burman design

1.3.3 響應(yīng)面分析實(shí)驗(yàn)方法 逼近最大響應(yīng)區(qū)域后，采用Box-Behnken實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)法對影響凝膠強(qiáng)度的顯著因素進(jìn)行優(yōu)化。通過3因素3水平的17次實(shí)驗(yàn)，其中析因點(diǎn)12個(gè)，零點(diǎn)為5個(gè)，零點(diǎn)實(shí)驗(yàn)進(jìn)行5次用來估計(jì)誤差。由實(shí)驗(yàn)結(jié)果擬合回歸多項(xiàng)式方程，以得到使魚糜制品凝膠強(qiáng)度最大的加工工藝條件。Box-Behnken實(shí)驗(yàn)編碼水平見表2。

表2 Box-Behnken實(shí)驗(yàn)因素與水平Table 2 Factors and levels of Box-Behnken design

1.4 數(shù)據(jù)處理

采用Minitab 15.0軟件和Design-Expert 8.05軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理分析。

2 結(jié)果與分析

2.1 Plackett-Burman實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)結(jié)果及分析

以魚糜制品的凝膠強(qiáng)度作為響應(yīng)值，進(jìn)行Plackett-Burman實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，表3為實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)結(jié)果。對表3的各個(gè)實(shí)驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表4。

從表4可以看出，漂洗時(shí)間對凝膠強(qiáng)度的影響最為顯著（p=0.012），超聲波時(shí)間（p=0.021）和斬拌時(shí)間（p=0.027）對凝膠強(qiáng)度影響顯著，其他因素對凝膠強(qiáng)度影響的顯著性依次為：漂洗溫度＞斬拌溫度＞斬拌加鹽量＞漂洗次數(shù)。其中，7個(gè)因素中，除了漂洗次數(shù)和斬拌加鹽量表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng)外，其余因素表現(xiàn)為正效應(yīng)。模型的復(fù)相關(guān)系數(shù)為R2=0.9998，說明有很好的模擬相關(guān)性。

2.2 最陡爬坡實(shí)驗(yàn)結(jié)果

由表4可知，漂洗時(shí)間、超聲波時(shí)間和斬拌時(shí)間均有顯著正效應(yīng)，所以3個(gè)因素的爬坡方向均為遞增方向。漂洗時(shí)間、超聲波時(shí)間和斬拌時(shí)間的步長依次取2、3、3。最陡爬坡試驗(yàn)設(shè)計(jì)及結(jié)果見表5。由表5可知，最大凝膠強(qiáng)度區(qū)在第3次實(shí)驗(yàn)附近，因此確定第3次實(shí)驗(yàn)的條件為響應(yīng)面實(shí)驗(yàn)水平的中心點(diǎn)。

表3 Plackett-Burman實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)結(jié)果Table 3 Plackett-Burman design and the strength of surimi product

表4 Plackett-Burman實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)結(jié)果顯著性分析Table4 Resultsof regression analysisofPlackett-Burman design

表5 最陡爬坡實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)及結(jié)果Table 5 Steepestascent design and experimental results

2.3 Box-Behnken響應(yīng)面分析實(shí)驗(yàn)結(jié)果

2.3.1 Box-Behnken實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)及結(jié)果分析 Box-Behnken實(shí)驗(yàn)結(jié)果見表6。依據(jù)Design-Expert 8.05軟件，采用Box-Behnken實(shí)驗(yàn)建立數(shù)學(xué)模型，以漂洗時(shí)間（X1）、超聲波時(shí)間（X5）和斬拌時(shí)間（X9）為自變量，以+1、0、-1分別代表自變量的高、中、低水平。

以草魚魚糜制品凝膠強(qiáng)度為響應(yīng)值，用Design-Expert 8.05軟件對實(shí)驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行多元回歸分析，所得的主要分析結(jié)果見表7。由方差分析可知，模型回歸的顯著性和可靠性極高（p＝0.0002＜0.01）；失擬項(xiàng)不顯著（p＝0.1894＞0.1），失擬項(xiàng)反映的是實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)與回歸模型不相符的情況，因此選擇此模型是合適的。同時(shí)，X5和X9的平方項(xiàng)以及X1X5、X5X9項(xiàng)均對響應(yīng)值有極顯著性影響，X1的平方項(xiàng)具有顯著性影響，X1X9交互項(xiàng)作用影響不顯著。由此可見，各影響因子對響應(yīng)值的影響不是簡單的線性關(guān)系。模型的復(fù)相關(guān)系數(shù)R2為0.9663，說明模型擬合程度較好，校正后的R2Adj為0.9229，即表明模型可以解釋92.29%的草魚魚糜制品凝膠強(qiáng)度的變化，進(jìn)一步說明了此回歸模型的可信度較高。因此，可用該模型方程對魚糜制品的凝膠強(qiáng)度進(jìn)行分析和預(yù)測。

表6 Box-Benhnken實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與試驗(yàn)結(jié)果Table 6 Box-Benhnken design and experimental results

表7 試驗(yàn)?zāi)Ｐ偷腁NOVA分析結(jié)果Table 7 Variance analysis（ANOVA）for the fitted quadratic regressionmodel

2.3.2 響應(yīng)面分析直觀圖 結(jié)合回歸模型方程利用Design-Expert軟件繪出響應(yīng)面立體分析圖，如圖1～圖3所示。先將第3個(gè)變量保持在編碼的0水平，每個(gè)響應(yīng)面分別代表2個(gè)獨(dú)立變量之間的相互作用。由響應(yīng)面圖可以看出：漂洗時(shí)間、超聲波時(shí)間和斬拌時(shí)間兩兩因素之間的相互作用都比較明顯。隨著超聲波時(shí)間的增加凝膠強(qiáng)度逐漸增加，當(dāng)漂洗時(shí)間超過16m in后，凝膠強(qiáng)度開始降低（見圖1、圖2）；圖3表明隨著漂洗時(shí)間和斬拌時(shí)間的增加，凝膠強(qiáng)度先增加后降低，兩者相互作用顯著。

圖1 漂洗時(shí)間和超聲波時(shí)間對凝膠強(qiáng)度影響的響應(yīng)面圖Fig.1 Response surface graph ofwashing time and the times of ultrasonic treatmenton the gel strength of surimi

圖2 漂洗時(shí)間和斬拌時(shí)間對凝膠強(qiáng)度影響的響應(yīng)面圖Fig.2 Response surface graph ofwashing time and chopping time on the gel strength of surimi

圖3 超聲波時(shí)間和斬拌時(shí)間對凝膠強(qiáng)度影響的響應(yīng)面圖Fig.3 Response surface graph of the timesofultrasonic treatment and chopping time on the gel strength of surimi

2.3.3 最佳添加量的確定及驗(yàn)證試驗(yàn) 借助Design-Expert 8.05軟件中的回歸擬合，各試驗(yàn)因子對響應(yīng)值Y的影響可用回歸方程表示為：Y＝1304.12＋5.93X1-7.66X5＋7.58X9-84.88X12-186.70X52-230.66X92-191.72X1X5＋6.40X1X9-215.04X5X9。

此方程X12、X52、X92的系數(shù)均為負(fù)值，則方程的拋物線開口向下，因而有極大值點(diǎn)。在獲得二次回歸模型方程之后，利用Design-Expert 8.05軟件對回歸模型進(jìn)行典型性分析，根據(jù)軟件中的Optim ization分析得出優(yōu)化結(jié)果。經(jīng)優(yōu)化后，為使魚糜制品凝膠強(qiáng)度達(dá)到最大，最佳工藝條件X1＝1，X5＝-0.035，X9＝-1，經(jīng)過換算得到各因素對應(yīng)的實(shí)際水平分別為：漂洗時(shí)間X1＝16min、超聲波時(shí)間X5＝42.89min、斬拌時(shí)間X9＝15m in。考慮到實(shí)際情況的可操作性，將條件修正為漂洗時(shí)間15min、超聲波時(shí)間43min、斬拌時(shí)間15min，此時(shí)魚糜凝膠強(qiáng)度的理論最大值為1318.14g·cm。

根據(jù)優(yōu)化后的添加量，分別進(jìn)行5組驗(yàn)證性試驗(yàn)，取其平均值。在此條件下，測得魚糜制品凝膠強(qiáng)度為1308.67g·cm，與理論值相比誤差小于1%。該結(jié)果表明，響應(yīng)面法優(yōu)化草魚魚糜制品加工工藝是可行且有效的。

3 結(jié)論

由Plackett-Burman實(shí)驗(yàn)篩選出3個(gè)顯著因素為漂洗時(shí)間、超聲波時(shí)間和斬拌時(shí)間，然后通過最陡爬坡實(shí)驗(yàn)確定響應(yīng)面設(shè)計(jì)的中心點(diǎn)。最后，采用Box-Behnken實(shí)驗(yàn)進(jìn)行響應(yīng)面設(shè)計(jì)并對實(shí)驗(yàn)結(jié)果的二次回歸模型進(jìn)行了預(yù)測，確定了草魚魚糜制品加工工藝的最佳條件：漂洗時(shí)間15m in、漂洗溫度15℃、漂洗次數(shù)2次、超聲波時(shí)間43m in、斬拌加鹽量2.4%、斬拌時(shí)間15m in、斬拌溫度11℃，此時(shí)草魚魚糜制品的凝膠強(qiáng)度理論值為1318.14g·cm。在此條件下對預(yù)測結(jié)果進(jìn)行驗(yàn)證實(shí)驗(yàn)，測得魚糜制品凝膠強(qiáng)度為1308.67g·cm，與優(yōu)化前896.35g·cm相比，草魚魚糜制品的凝膠強(qiáng)度提高了1.46倍。驗(yàn)證結(jié)果與理論預(yù)測值相近，說明該回歸模型可用于優(yōu)化草魚魚糜制品加工工藝。

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Optim ization of grass carp surim i-based products processing by response surface method

DING Li1，2，YANG Xian-qing1，*，MA Hai-xia1，2，LILai-hao1，CHEN Sheng-jun1，HAO Shu-xian1，QIBo1
（1.South China Sea FisheriesResearch Institute，Chinese AcademyofFishery Sciences，Key Lab ofAquatic ProductProcessing，Ministry of Agriculture，National R＆D Center for Aquatic Product Processing，Guangzhou 510300，China；
2.College of Food Science and Technology，ShanghaiOcean University，Shanghai201306，China）

Response surface analysis was used to op tim ize the conditions in g rass carp surim i-based p roducts p rocessing.First，Plackett-Burman design was adop ted to screen out three important factors affecting the gel strengh of grass carp surim i-based p roducts：washing time，the time of ultrasonic treatmen and chopping time. Then steepestascent path was adop ted to app roach the op timal region，and last the Box-Behnken design and response surface analysis were used to determ ine the op timal levels of the main factors.As a result，the op timal cond itions were analyzed as：washing time of 15m in，the time of ultrasonic treatmen of 43m in，chopping time 15m in.Under op timal cond itions，the gel strengh of g rass carp surim i-based p roduc ts was 1308.67g·cm-1，which was as 1.46 times as that under the originalp rocessing.

g rass carp surim i-based p roducts﹔gelstreng th﹔Plackett-Burman design﹔response surface analysis

TS254.4

B

1002-0306（2012）22-0260-05

2012－08－31 *通訊聯(lián)系人

丁利（1986－），男，碩士，研究方向：水產(chǎn)品加工與貯藏。

國家十二五科技支撐計(jì)劃項(xiàng)目（2012BAD28B06）；廣東省科技計(jì)劃重點(diǎn)項(xiàng)目（2011A020102005）；廣東省教育部產(chǎn)學(xué)研結(jié)合項(xiàng)目（2009B090300157）。