響應面試驗優化毛肚堿發工藝

胡代芳，李洪軍,2，賀稚非,2*

1(西南大學 食品科學學院，重慶，400716) 2(重慶市特色食品工程技術研究中心，重慶，400716)

牛有4個胃室，分別是瘤胃(rumen)、網胃(reticulum)、瓣胃(omasum)和皺胃(abomasums or true stomach)[1]，毛肚是瓣胃的百葉部分，因此毛肚又稱“牛百葉”[2-3]。我國是毛肚主要消費國家，其中川渝地區消費量最大，據統計，毛肚在火鍋菜品葷菜中叫賣率最高，占比88.7%[4]，且消費量逐年增加[5]。毛肚以其“脆嫩化渣”的口感深受消費者喜愛，不僅營養價值高，富含蛋白質、脂肪、鈣、磷、鐵、硫胺素、核黃素、尼克酸等營養元素[6]，而且保健功能好。

堿發是以食品級的堿性物質作為加工助劑，使干品原料吸收水分而漲發回軟再吐水，清除體內堿質和腥膻氣味、恢復新鮮狀態的加工方法。毛肚在堿發過程中表面膜遭到破壞后暴露親水基團，等電點和蛋白質結構發生改變，從而提高持水性，改善口感[7-9]。目前對于毛肚的研究報道較少，李凜等[10-11]研究比較了NaOH、Na2CO3和NaHCO3三種堿對水發毛肚品質的影響，后以增重比為響應面優化了毛肚水發工藝參數。本文對毛肚的堿發工藝進行研究，綜合考慮感官評分和制成率選擇最佳堿發工藝條件，以期為毛肚的工業化生產提供指導。

1 材料與方法

1.1 材料

精品鹽漬毛肚，重慶德莊集團有限公司；純凈水，重慶龍派安吉爾飲品有限公司；NaOH(食品級)，濟寧市順源化工有限公司；三聚磷酸鈉(食品級)，湖北興發化工集團有限公司；KCl(分析純)，重慶川東化工(集團)有限公司。

1.2 儀器與設備

恒溫水浴鍋，上海江星儀器有限公司；電子分析天平，上海越平科技儀器有限公司；電磁爐，廣東美的生活電器制造有限公司；pH計，上海科學精密儀器有限公司。

1.3 方法

1.3.1 材料處理

將鹽漬毛肚去掉脂層后取完整葉片稱重，清洗干凈后沸水煮燙1 min進行定型，然后按照1∶5(g∶mL)的物液比放入盛有一定質量濃度NaOH溶液的燒杯中，在恒溫水浴鍋中進行堿發。一定時間后將毛肚取出浸泡在三聚磷酸鈉溶液中30 min。

1.3.2 感官評價方法

將在不同條件下堿發好的毛肚產品經過德莊火鍋底料涮燙15s后進行感官評價，感官評定小組由10 名具有感官評定經驗的成員組成，對產品的咀嚼性、組織結構、色澤和氣味4個方面進行評價，評價總分為10分，評定標準見表1[19]。

1.3.3 pH值測定方法

參照GB 5009.237—2016[12]方法測定。

1.3.4 制成率測定

水分濾干后用濾紙吸干表面水分，準確稱質量并記錄，制成率公式如式(1)所示：

表1 毛肚感官評定標準Table 1 The sensory evaluation standards of beef tripe

(1)

1.3.5 縮水率

沸水中涮燙20s后濾干水分并用濾紙吸干表面水分，準確稱質量并記錄，縮水率公式如式(2)所示：

(2)

1.3.6 單因素實驗設計

研究不同NaOH質量濃度(4、5、6、7、8 g/L)、堿發時間(29、32、35、38和41 min)和堿發溫度(35、40、45、50和55 ℃)對堿發效果的影響。

1.3.7 響應面實驗設計

在單因素試驗的基礎上選取NaOH質量濃度、堿發時間、堿發溫度作為試驗因素，以感官評分、制成率和縮水率為響應值，根據Box-Behnken試驗設計原理設計響應面試驗[13]，對毛肚堿發工藝進行優化，試驗因素和水平見表2。

表2 Box-Behnken設計因素水平表Table 2 Variables and levels used in Box-Behnken design

1.4 數據處理

采用Design-Expert 8.0.6軟件進行響應面分析，單因素方差分析采用SPSS Statistics 19.0軟件，采用Origin 8.1軟件作圖。

2 結果與分析

2.1 單因素試驗結果

2.1.1 NaOH質量濃度對毛肚品質的影響

NaOH質量濃度對毛肚品質的影響如圖1所示。

圖1 NaOH濃度對毛肚品質的影響Fig.1 Effects of concentration of NaOH on thequality of beef tripe

從圖1可以看出，隨著NaOH溶液質量濃度升高，感官評分和制成率先上升后下降，在質量濃度為5 g/L時達到峰值；縮水率和pH值呈上升趨勢。在質量濃度為4～5 g/L范圍內，制成率顯著提高，感官評分和縮水率變化不顯著，而在5～8 g/L濃度范圍內，感官評分和制成率顯著降低，縮水率顯著提高。在適度的NaOH質量濃度范圍內，NaOH質量濃度提高可以增強堿的分解作用，使毛肚的脂蛋白分解，更多的水分擴散到毛肚內部，從而增加制成率、改善口感，但是質量濃度超過一定范圍后，堿液使毛肚吸水過多，毛肚組織結構遭到破壞，表皮脫落，從而制成率降低、口感變差。為了保證毛肚感官品質較好，pH指標符合產品標準[14]，同時保持毛肚中較低的縮水率和較高的制成率，NaOH溶液質量濃度以5 g/L為宜。

2.1.2 堿發時間對毛肚品質的影響

堿發時間對毛肚品質的影響如圖2所示。

圖2 堿發時間對毛肚品質的影響Fig.2 Effects of lye macerating time on the quality of beef tripe

由圖2可以看出，隨著堿發時間延長，感官評分和制成率先上升后下降，在35 min時達到峰值；縮水率和pH值呈上升趨勢。在堿發時間為29～35 min，感官評分、制成率和縮水率均顯著提高，而在35～41 min，感官評分和制成率顯著降低，縮水率變化不顯著。在適宜的時間內堿發時間的增長有利于堿液與毛肚充分反應，使堿更完全地分解毛肚的脂蛋白，從而提高制成率、改善口感，但堿處理時間過長會過度破壞毛肚的組織結構，使毛肚內部水分流失，持水性降低，從而制成率降低、口感變差。為了保證毛肚感官品質較好，堿發時間以35 min為宜。

2.1.3 堿發溫度對毛肚品質的影響

堿發溫度對毛肚品質的影響如圖3所示。

圖3 堿發溫度對毛肚品質的影響Fig.3 Effects of lye macerating temperature on the quality of beef tripe

由圖3可以看出，隨著堿發溫度升高，感官評分和制成率呈先上升再下降的趨勢，在45 ℃時達到峰值；縮水率和pH值呈上升趨勢。在堿發溫度為35～45 ℃，感官評分、制成率和縮水率均顯著提高，而在45～55 min，感官評分和制成率顯著降低，縮水率顯著提高。在適宜的溫度內，溫度提高有助于堿液與毛肚充分反應，加快堿對脂蛋白的分解速率，同時加速蛋白質結構的改變使其暴露親水基團，從而提高制成率、改善口感，但堿發溫度過高會過度破壞毛肚的蛋白質結構，導致水分流失，從而制成率降低、口感變差。為了保證毛肚感官品質較好，堿發溫度以45 ℃為宜。

2.2 響應面法優化毛肚的堿發工藝

2.2.1 響應面分析因素與水平選擇

響應面優化毛肚堿發工藝試驗結果見表3。

2.2.2 以感官評分為響應值的響應面分析結果

2.2.2.1 回歸方程的建立與方差分析

表3 Box-Behnken 試驗設計及結果Table 3 The design matrix and results of Box-Behnken experiments

將表3感官評分的數據運用Design-Expert 8.0.6 軟件進行統計分析，對各因素進行多元回歸擬合，得到二次曲面回歸方程：

Y1=-231.075+15.3A+3.745B+5.98C+0.06AB-0.2AC-0.038BC-0.8A2-0.034B2-0.04C2

(3)

式中：Y1-感官評分；A-NaOH質量濃度；B-堿發時間；C-堿發溫度?；貧w方程中每項系數絕對值的大小直接反映了各個因素對響應值的影響程度，系數的正負則反映了影響的方向。由回歸方程可知，NaOH質量濃度對毛肚感官評分影響最大。

在響應面方差分析中，失擬項可在某個水平上反映模型選擇的正確性[16]，相關系數(R2) 可驗證模型的擬合度[17]，變異系數(CV)可反應模型的置信度[18]，即實驗的準確度，其值越低，實驗的可靠性越高。對回歸方程進行方差分析，結果見表4。由表4可知，模型極顯著(p<0.000 1<0.05)，失擬項不顯著(p=0.095 3>0.05)，說明其他因素對試驗結果干擾很小。回歸系數R2=0.996 0，表明感官評分的實際值與預測值之間具有較好的擬合相關性，能夠很好地反映出毛肚感官可接受性與NaOH質量濃度、堿發時間和堿發溫度的關系，信噪比(Adeq precision)=40.821>4，表明該回歸方程的可信度很高，變異系數為1.5%，表明試驗重現性好，可靠性較高。綜上，以感官評分為響應值所建立的毛肚優化堿發工藝模型是合理的，該模型適合對毛肚的工藝參數進行優化和對感官評分結果進行預測。

表4 響應面方差分析Table 4 ANOVA of RSM for the sensory evaluation

注：p值<0.05 表明模型或各因素影響顯著，以“*”表示；p值<0.01 表明模型或因素影響高度顯著，以“**”表示；p值<0.001表明模型或因素影響極顯著，以“***”表示；下同。

通過方差分析結果可發現：A、AC、BC、A2、B2、C2均呈極顯著影響(p<0.001) ，B、C、AB呈高度顯著影響(p<0.01)。說明NaOH質量濃度、堿發時間和堿發溫度對毛肚的感官評分都有一定的影響，就影響程度而言，NaOH質量濃度>堿發溫度>堿發時間。

2.2.2.2 各因素交互作用分析

圖4顯示堿發溫度位于中心水平時，NaOH質量濃度和堿發時間交互作用對感官評定結果的影響，NaOH質量濃度和堿發時間對感官評價結果的交互作用顯著，兩者相比，NaOH質量濃度較堿發時間對感官評定結果的影響較大；圖5顯示堿發時間位于中心水平時，NaOH質量濃度和堿發溫度交互作用對感官評定結果的影響，NaOH質量濃度和堿發溫度對感官評價結果的交互作用顯著，兩者相比，NaOH質量濃度較堿發溫度對感官評定結果的影響較大；圖6顯示NaOH質量濃度位于中心水平時，堿發時間和堿發溫度交互作用對感官評定結果的影響，堿發時間和堿發溫度對感官評價結果的交互作用顯著，兩者相比，堿發溫度較堿發時間對感官評定結果的影響較大。

圖4 NaOH質量濃度和堿發時間對感官評定結果的影響Fig.4 Effects of concentration of NaOH and lye macerating-time on the sensory evaluation scores

圖5 NaOH質量濃度和堿發溫度對感官評定結果的影響Fig.5 Effects of concentrationof NaOH and lye macerating on the sensory evaluation scores

圖6 堿發時間和堿發溫度對感官評定結果的影響Fig.6 Effects of lye macerating time and lye macerating temperature on the sensory evaluation scores

2.2.3 以制成率為響應值的響應面分析結果

2.2.3.1 回歸方程的建立與方差分析

將表3制成率的數據運用Design-Expert 8.0.6軟件進行統計分析，對各因素進行多元回歸擬合，得到二次曲面回歸方程：

Y2=-646.02+66.55A+8.092B+23.074C+0.56AB+0.36AC-0.188BC-8.94A2-0.0316B2-0.1836C2

(4)

式中：Y2-制成率；A-NaOH質量濃度；B-堿發時間；C-堿發溫度。由回歸方程可知，NaOH質量濃度對毛肚制成率影響最大。

對回歸方程進行方差分析，結果見表5。由表5可知，模型極顯著(p<0.000 1<0.05)，失擬項不顯著(p=0.926 8>0.05)，說明其他因素對試驗結果干擾很小?；貧w系數R2=0.980 7，表明制成率的實際值與預測值之間具有較好的擬合相關性，能夠很好地反映出毛肚制成率與NaOH質量濃度、堿發時間和堿發溫度的關系，信噪比(Adeq precision)=21.155>4，表明該回歸方程的可信度很高，變異系數為1.07%，表明試驗重現性好，可靠性較高。綜上，以制成率為響應值所建立的毛肚優化堿發工藝模型是合理的，該模型適合對毛肚的工藝參數進行優化和對制成率結果進行預測。

通過方差分析結果可發現：A、C均呈極顯著影響(p<0.001)，BC、A2、C2呈高度顯著影響(p<0.01)。說明NaOH質量濃度、堿發時間和堿發溫度對毛肚的制成率都有一定的影響，就影響程度而言，NaOH質量濃度>堿發溫度>堿發時間。

表5 響應面方差分析Table 5 ANOVA of RSM for the sensory evaluation

2.2.3.2 各因素交互作用分析

NaOH質量濃度和堿發時間與NaOH質量濃度和堿發溫度交互作用均不顯著，所以只對堿發時間和堿發溫度的交互作用進行分析。圖7顯示NaOH質量濃度位于中心水平時，堿發時間和堿發溫度交互作用對制成率結果的影響，堿發時間和堿發溫度對制成率結果的交互作用顯著，兩者相比，堿發溫度較堿發時間對制成率結果的影響較大。

圖7 堿發時間和堿發溫度對制成率結果的影響Fig.7 Effects of lye macerating time and lye macerating temperature on the producing rate

2.2.4 以縮水率為響應值的響應面分析結果

2.2.4.1 回歸方程的建立與方差分析

將表3縮水率的數據運用Design-Expert 8.0.6軟件進行統計分析，對各因素進行多元回歸擬合，得到二次曲面回歸方程：

Y3=258.07-50.881 25A+3.099 25B-7.866 5C+0.285AB+0.202 5AC+0.001 5BC+3.277 5A2-0.064 9B2+0.075 6C2

(5)

式中：Y3-縮水率；A-NaOH質量濃度；B-堿發時間；C-堿發溫度。由回歸方程可知，NaOH質量濃度對毛肚縮水率影響最大。

對回歸方程進行方差分析，結果見表6。由表6可知，模型極顯著(p<0.000 1<0.05)，失擬項不顯著(p=0.107 4>0.05)，說明其他因素對試驗結果干擾很小。回歸系數R2=0.996 4，表明制成率的實際值與預測值之間具有較好的擬合相關性，能夠很好地反映出毛肚縮水率與NaOH質量濃度、堿發時間和堿發溫度的關系，信噪比(Adeq precision)= 46.048>4，表明該回歸方程的可信度很高，變異系數為1.66%，表明試驗重現性好，可靠性較高。綜上，以縮水率為響應值所建立的毛肚優化堿發工藝模型是合理的，該模型適合對毛肚的工藝參數進行優化和對縮水率結果進行預測。

表6 響應面方差分析Table 6 ANOVA of RSM for the sensory evaluation

通過方差分析結果可發現：A、AB、AC、A2、B2、C2均呈極顯著影響(p<0.001)，B呈顯著影響(p<0.05)。說明NaOH質量濃度、堿發時間和堿發溫度對毛肚的縮水率都有一定的影響，就影響程度而言，NaOH質量濃度>堿發溫度>堿發時間。

2.2.3.2 各因素交互作用分析

堿發時間和堿發溫度交互作用不顯著，所以只對NaOH質量濃度和堿發時間、NaOH質量濃度和堿發溫度的交互作用進行分析。圖8顯示堿發溫度位于中心水平時，NaOH質量濃度和堿發時間交互作用對縮水率結果的影響，NaOH質量濃度和堿發時間對縮水率結果的交互作用顯著，兩者相比，NaOH質量濃度較堿發時間對縮水率結果的影響較大；圖9顯示堿發時間位于中心水平時，NaOH質量濃度和堿發溫度交互作用對縮水率結果的影響，NaOH質量濃度和堿發溫度對縮水率結果的交互作用顯著，兩者相比，NaOH質量濃度較堿發溫度對縮水率結果的影響較大。

圖8 NaOH質量濃度和堿發時間對縮水率結果的影響Fig.8 Effects of concentration of NaOH and lye macerating time on the water shrinkage rate

圖9 NaOH質量濃度和堿發溫度對縮水率結果的影響Fig.9 Effects of concentration of NaOH and lye macerating temperature on the water shrinkage rate

2.2.5 毛肚響應面最優工藝結果及驗證試驗

采用Design Expert 8.0.6 軟件對實驗數據進行優化預測分析，綜合考慮感官評分、制成率和縮水率得到毛肚堿發工藝的最佳工藝參數為：NaOH質量濃度為5.21 g/L，堿發時間為32.74 min，堿發溫度為47.24 ℃，在此條件下預測毛肚的感官評分結果為8.6，制成率為262.8%，縮水率為11.7%。考慮到實際試驗的可操作性，將工藝參修正為: NaOH質量濃度為5.2 g/L，堿發時間為33 min，堿發溫度為47 ℃。在此工藝條件下驗證模型的預測參數，得到感官評價結果為8.3，制成率為261.5%，縮水率為12.1%，實際驗證值與預測值相對誤差均小于4%，表明響應面法優化得到的堿發工藝參數可靠。

3 結論

運用響應面分析法得到毛肚感官評定結果與堿發工藝條件的二次多項回歸方程為：Y1=-231.075+15.3A+3.745B+5.98C+0.06AB-0.2AC-0.038BC-0.8A2-0.034B2-0.04C2；毛肚制成率結果與堿發工藝條件的二次多項回歸方程為：Y2=-646.02+66.55A+8.092B+23.074C+0.56AB+0.36AC-0.188BC-8.94A2-0.031 6B2-0.183 6C2; 毛肚縮水率結果與堿發工藝條件的二次多項回歸方程為：Y3=258.07-50.881 25A+3.099 25B-7.866 5C+0.285AB+0.202 5AC+0.001 5BC+3.277 5A2-0.064 9B2+0.075 6C2

回歸方程置信度高、擬合性好，其中各因素對感官評價和制成率結果的影響不同，NaOH質量濃度>堿發溫度>堿發時間。經響應面優化分析，得出最佳堿發工藝為：NaOH質量濃度為5.2 g/L，堿發時間為33 min，堿發溫度為47 ℃。在此條件下得到的產品感官評價結果為8.3，制成率為261.5%，縮水率為12.1%，與模型預測值基本相符。二次回歸方程能較好地反映實際試驗值，故可用來分析響應值的變化。