桔梗酥脆切片壓差膨化優化加工工藝研究

左憲強，田洪嶺，郭淑紅，許陶瑜，吳昌娟，裴帥帥，王秋寶

（山西農業大學經濟作物研究所，山西汾陽032200）

壓差膨化技術生產的食品除了具有蜂窩狀結構、高復水率外，產品質地酥脆，保持了原食品的風味、色澤、營養[1-7]，具有綠色天然、品質優良、營養豐富、口感較好、食用方便、易于貯藏的優點[8]，越來越受到食品深加工業的青睞。

以桔梗根切片為原料，采用二次通用旋轉組合設計試驗，通過不同的膨化溫度、抽真空干燥溫度和抽真空干燥時間等因素對產品硬度與脆度的影響，優化桔梗切片變溫壓差膨化干燥生產工藝，為桔梗酥脆切片生產提供技術方法和理論支撐。

1 材料與方法

1.1 材料

供試桔梗根為2019年山西農業大學經濟作物研究所藥材課題組生長2年的農家品種。

1.2 儀器與設備

TA-XT型質構儀，英國Stable Micro System公司產品；高麥芽糖漿（質量分數80%），山東魯洲集團產品；QDPH10-1型變溫壓差果蔬膨化干燥機，天津市勤德新材料科技有限公司產品；DHG9123A型電熱恒溫鼓風箱，上海精宏實驗設備有限公司產品；海爾冰箱。

1.3 指標分析測定方法

采用質構儀測定，測定條件如下：探頭HDP/BSW，測試前速度1.0 mm/s，測試速度0.5 mm/s，測試后速度5.0 mm/s。儀器自動測定應力的變化，給出應力隨時間的變化曲線，硬度為曲線中力的峰值，單位為“g”，值越大表示被測物體的硬度越大；脆度由峰個數的多少來表示，單位為“個”。峰個數越多，產品酥脆度越好；反之，產品酥脆度越差。

1.4 試驗設計

桔梗酥脆切片膨化優化工藝：原料→清洗→去除不可食用部分→切片→預干燥→膨化干燥→冷卻→包裝→成品。

預處理[9]：將經過清洗、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℃條件下熱風干燥1.5 h備用[10]。

在對原材料預處理及前期探索研究的基礎上進行壓差膨化干燥優化工藝研究。試驗采用二次通用旋轉組合設計，參試因素為X1（膨化溫度），X2（抽真空干燥溫度），X3（抽真空干燥時間），分別分析其對產品品質指標Y1（硬度）和Y2（脆度）的影響規律。建立產品指標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產品指標的影響及其變化規律，進行優化壓差膨化干燥加工工藝。

因素與水平設計見表1。

表1 因素與水平設計

壓差膨化干燥[11]：將預處理后的桔梗切片放于膨化罐的鋼絲托盤上，盡量保持各個處理在膨化時處于相同條件，然后裝罐密封；開啟電磁閥，連接蒸汽發生器與膨化罐，蒸汽發生器傳輸熱蒸汽加熱膨化罐，使罐內溫度分別緩慢升至處理設計X1的膨化溫度，關閉電磁閥；開啟進氣閥，連接空氣壓縮機與膨化罐，使罐內壓力增加到0.2 MPa設定壓力，關閉進氣閥，保持5 min；開啟真空泵，對真空罐進行抽真空，使罐內真空度達到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，將膨化罐內溫度分別降至X2試驗設計處理的溫度和X3試驗設計處理的時間；然后通入冷卻水將溫度降至20～25℃。關閉泄氣閥，15 min后，打開通氣閥門，使罐內恢復常壓；開罐分別取出樣品，進行產品指標測試[12]。指標測試3次，取平均值。

2 結果與分析

試驗設計與結果見表2。

表2 試驗設計與結果

2.1 回歸方程與t檢驗

應用SPSS 18軟件對試驗結果（表2）進行二次通用旋轉組合設計方法的回歸統計分析。

回歸系數及t檢驗結果見表3。

表3 回歸系數及t檢驗結果

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檢驗結果顯示，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（抽真空干燥時間），且均為負相關。X1，X2，X3均達顯著，交互作用：X1與X2，X1與X3，X2與X3均顯著。決定系數R2=0.841＞0.8，F回=5.888*，說明其回歸方程在試驗中有意義；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（抽真空干燥時間），均為正相關。X1，X2，X3均達顯著。交互作用：X1與X2，X1與X3顯著，X2與X3不顯著。決定系數R2=0.919＞0.8，F回=12.549*，表明回歸方程與實際吻合程度很好。

2.2 回歸方程的最優解

2.2.1 硬度的最優解

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

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

2.2.2 脆度的最優解

同理依據回歸方程（2）式，分別對X1，X2，X3求偏導數，并令其等于零得：

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

2.3 單因素效應解析

2.3.1 膨化溫度對硬度與脆度的影響

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

分別對其求導數，并令其等于0，

解方程得最佳單因素效應值：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。依據上述子方程作圖。

X1對Y1，Y2影響見圖1。

圖1 X1對Y1，Y2影響

從圖1看出，隨著膨化溫度的升高，產品的硬度迅速降低，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 抽真空干燥溫度對硬度與脆度的影響

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

分別對其求導數，并令其等于0，解方程得最佳單因素效應值：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。

X2對Y1，Y2影響見圖2。

圖2 X2對Y1，Y2影響

從圖2看出，隨著抽真空干燥溫度的升高，產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 抽真空干燥時間對硬度與脆度的影響

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

分別對其求導數，并令其等于0，解方程得最佳單因素效應值：X3=-0.612（抽真空干燥時間80.8 min），Y1=7 504.074 g；X3=0.120（抽真空干燥時間91.8 min），Y2=189.333個。

X3對Y1，Y2影響見圖3。

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

2.4 交互作用解析

2.4.1 參試因素對硬度的影響

依據回歸方程（1）式，分別令3個因素中其中一個為0，得交互效應子方程：

依據交互效應方程，可以用Matlab軟件繪出交互效應圖。

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

圖4 X1與X2對Y1影響

圖5 X1與X3對Y1影響

圖6 X2與X3對Y1影響

圖6 X2與X3對Y1影響

2.4.2 參試因素對脆度的影響

依據回歸方程（2）式，分別令3個因素中其中一個為0得交互效應子方程：

依據交互效應方程，可以繪出交互效應圖。

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

圖7 X1與X2對Y2影響

圖8 X1與X3對Y2影響

3 結論

通過對影響桔梗切片壓差膨化產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間的二次通用旋轉組合設計試驗研究，獲得到了產品的硬度和脆度與參試因素之間的回歸方程；影響產品硬度的主次順序是膨化溫度＞抽真干燥空溫＞抽真空干燥時間，且均為負相關。決定系數R2=0.841，F回=5.888*，說明其回歸方程在試驗中有意義；影響脆度的主次順序是膨化溫度＞抽真空干燥溫度＞抽真空干燥時間，均為正相關。決定系數R2=0.919，F回=12.549*，表明回歸方程與實際吻合程度很好。

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

由于采用試驗設計方法和條件的限制，只對膨化溫度、抽真空干燥溫度、抽真空干燥時間進行了研究，而對膨化壓力、膨化保持時間等作為統一條件而未列入試驗因素，所以試驗結果僅作后續試驗的參考。