紅外熱風聯合干燥對紫花苜蓿營養成分的影響

劉 鑄，吳桂芳，德雪紅，包 興

(內蒙古農業大學 機電工程學院，內蒙古 呼和浩特 010018)

當下種植業多元化發展，紫花苜蓿由于其適應性廣、品質優良和高效固氮等特性，已成為國內外重點發展的飼草作物，國內苜蓿種植面積約為233.33萬hm2[1-3]。優質的苜蓿干草調制對技術和氣候環境要求苛刻，提高苜蓿干燥效率和均勻性是保證苜蓿在干燥過程中營養損失降低的關鍵[4]。自然干燥和對流熱風干燥是農作物干燥常用的方法，近年來，新型聯合干燥的趨勢已經超越自然干燥和熱風干燥[5]。具體來說，由紅外輻射將紅外(IR)能量與熱風干燥(HAD)相結合，有明顯的干燥協同效應，對農作物的干燥效率有顯著的提升。與常規對流熱風干燥方法相比，該新型干燥方法可以提高最終產品質量，減少總能量消耗和干燥時間。然而，不適宜的參數組合也會導致干燥后干草的品質不佳[6]。因此，基于上述的問題，使用紅外熱風聯合干燥機[7]，進行多因子優化干燥試驗，以改進苜蓿收獲后的干燥工藝、降低苜蓿干草營養流失，為確定合理的干草調制參數提供依據，對苜蓿在不同干燥參數下的干燥特性研究具有重要意義。

1 材料與方法

1.1 試驗材料

物料選用的紫花苜蓿產地為內蒙古自治區呼和浩特市和林格爾縣內蒙古農業大學草資院試驗田，品種是中國苜蓿4號，取現蕾期的苜蓿，這期間苜蓿有較高的粗蛋白(CP)含量，含不易消化的粗纖維較少，適合加工為飼料[8]。為保證紫花苜蓿干燥的均勻性，除去人工損傷造成的殘次樣品及腐敗變質的苜蓿，挑選株高、株叢以及葉面積大小接近的樣本(平均株高78.92 cm～86.96 cm，株叢27.89 cm～38.50 cm，葉片長度在1.39 cm～2.53 cm之間，葉片寬度在1.03 cm～2.12 cm之間)待用。

1.2 試驗儀器

連續式紅外熱風聯合干燥機；DHG-9030A電熱鼓風干燥箱；DSH-50-10電子水分快速測定儀；JY2002多功能電子天平；AS836分體式風速計；ANKOM A2000型全自動纖維分析儀。

1.3 試驗方法

根據國內外對苜蓿干燥的研究可知，影響苜蓿干燥后的品質因素有：干燥方式、加熱溫度、熱風風速等[9]。為提升苜蓿脫水速度，減少干燥時間，保留干草營養品質，確定干燥因素參數組合，首先通過單因素試驗，分析熱風風速、紅外輻射距離、干燥溫度各因素在不同水平下對紫花苜蓿含水率的影響，分析得出較快達到安全含水率的參數，為進一步試驗研究苜蓿品質提供因子選參數范圍[10]。將得出的參數與所測營養成分含量進行多因子優化試驗，利用Design-Expert 11軟件設計三因子Box-Behnken正交旋轉組合試驗，通過建立三維曲面，分析因子交互效應來確定較優的干燥工藝參數組合。

1.4 試驗內容

1.4.1 干燥參數單因素試驗。 本試驗以連續式紅外熱風聯合干燥設備為載體，以其濕基含水率為試驗指標對熱風風速、干燥溫度和輻射距離進行單因素試驗，研究紫花苜蓿的干燥速度與各因素間的關系，每個因素分別設定5個水平。將刈割后初始含水率為78%的苜蓿進行樣本分裝，開展單因素水平干燥試驗。

1.4.2 干燥對營養成分影響優化試驗。 通過單因素試驗確定響應面試驗設計的因素和水平后采用Design-Expert 11軟件中Box-Benhnken Design設計響應曲面方案，以干燥后紫花苜蓿中粗蛋白(CP)、酸性洗滌纖維(ADF)和中性洗滌纖維(NDF)的含量為指標，單因素試驗結果得出的干燥溫度、熱風風速、輻射距離優化水平為Box-Behnken試驗因子取值中心，上下區域各取1個水平值，設計出三因子Box-Behnken試驗[11]。曲面分析后的結果中干草CP含量越高NDF和ADF含量越低，說明在該因子組合優化下所得到干燥后的苜蓿有較優的品質。

1.5 主要指標測定與方法

①紫花苜蓿含水率的測定：利用苜蓿中水分的物理性質，干燥試驗中每隔10 min使用DSH-50-10電子水分快速測定儀測定樣本質量，直至濕基含水率為15%左右時，測定結束[12]；②粗蛋白(Crude Protein，CP)利用全自動杜馬斯定氮儀進行測定，參照(GB/T 6432—2018)[13]；③酸性洗滌纖維(Acid Detergent Fiber，ADF)利用Ankom 2000型纖維分析系統進行測定，參照(NY/T 1459-2007)[14]；④中性洗滌纖維(Neutral Detergent Fiber，NDF)利用Ankom 2000型纖維分析系統進行測定參照(GB/T 20806—2006)[15]。

將得出的數據采用Excel軟件進行數據初步整理、MiniTab 19軟件進行單因素試驗數據處理、作圖和擬合，得出干燥的曲線和模型。將得出的參數代入軟件Design-Expert 11中進行Box-behnken正交旋轉多因素試驗，得出優化后的參數組合。

2 結果與分析

2.1 干燥特性分析

2.1.1 熱風速度對苜蓿含水率的影響。按照表1的干燥參數及方案，得到新鮮的中國苜蓿4號在5種不同熱風風速下含水率隨干燥時間變化的干燥曲線，如圖1所示。

表1 紅外熱風聯合干燥工藝參數因素水平

圖1 不同風速下的苜蓿含水率曲線

由圖1可以看出，熱風速度越高，紫花苜蓿含水率下降越快，從中可以看出熱風速度在干燥過程中對紫花苜蓿含水率下降影響較大，在其他試驗條件保持不變的情況下，熱風速度為3 m/s時被干燥的紫花苜蓿達到安全含水率14%的時間為72 min，是最先達到安全含水率的。

2.1.2 干燥溫度對苜蓿含水率的影響。 按照表1的干燥參數及方案，得到新鮮的中國苜蓿4號在5種不同溫度下含水率隨干燥時間變化的干燥曲線，如圖2所示。

圖2 不同干燥溫度下的苜蓿含水率曲線

由圖2可以看出，干燥箱內溫度越高，紫花苜蓿含水率下降越快，即苜蓿干燥速率越高。在其他試驗條件保持不變的情況下，熱風溫度為95 ℃時，紫花苜蓿在62 min時最先達到安全含水率14%。

2.1.3 輻射距離對苜蓿含水率的影響。 按照表1的干燥參數及方案，得到新鮮的中國苜蓿4號在5種不同輻射距離下含水率隨干燥時間變化的干燥曲線，如圖3所示。

圖3 不同輻射距離下的苜蓿含水率曲線

由圖3可以看出，物料與紅外管距離越近，紫花苜蓿含水率下降越快，即苜蓿干燥速率越高。在其他試驗條件保持不變的情況下，輻射距離為50 mm時，紫花苜蓿在63 min最先達到安全含水率14%。

通過以上3種因素對干燥速度影響的綜合比較可以得出，在此干燥機的熱風溫度為95℃，熱風速度為3 m/s，輻射距離為50 mm時的紫花苜蓿干燥到安全含水率的時間最少。

2.2 工藝參數優化試驗結果分析

結合以上單因素試驗中已對熱風風速(Hot air speed)、干燥溫度(Drying temperature)、輻射距離(Distance of radiation)進行了參數初步優選，利用Design-Expert 11軟件針對單因素優選結果周邊范圍值，設計了對營養成分的三因子Box-Behnken正交旋轉組合試驗，獲取粗蛋白含量與粗纖維的回歸模型，求解該試驗紅外熱風聯合干燥紫花苜蓿的最優參數組合[16]。因素水平編碼，見表2。

表2 正交旋轉試驗因素與水平

2.2.1 試驗結果方差分析。根據正交旋轉試驗設計進行試驗，以熱風風速、干燥溫度、輻射距離為因子，以紫花苜蓿的粗蛋白CP、酸性洗滌纖維ADF、中性洗滌纖維NDF含量作為評價指標，試驗結果，見表3。

表3 正交試驗結果

由表3的試驗數據，通過Design-Expert 11軟件得到粗蛋白含量、酸性洗滌纖維含量與中性洗滌纖維含量二次多項式回歸模型。

Y1=22.36+0.5325A+1.15B+0.1987C+0.66AB-0.785AC+0.3325BC+0.8662A2-3.82B2-0.7062C2

(1)

Y2=27.32-0.0412A-0.58B+0.4388C-0.8025AB-0.08AC-0.1775BC-0.4410A2+2.06B2-0.806C2

(2)

Y3=43.01-0.525A-0.5725B+0.35C-1.17AB+0.32AC-0.44BC-0.9115A2+0.8585B2-0.0715C2

(3)

式中：Y1為粗蛋白含量百分比；Y2為酸性洗滌纖維含量百分比；Y3為中性洗滌纖維含量百分比；A為熱風風速；B為干燥溫度；C為輻射距離。

由試驗模型的方差分析結果(見表4、表5、表6)可知，3個模型的P值均小于0.000 1，表明回歸模型極顯著；模型的失擬項P>0.05，說明模型失擬性不顯著，回歸模型擬合程度高。

表4 粗蛋白含量二次多項式模型的方差分析

表5 酸性洗滌纖維含量二次多項式模型的方差分析

表6 中性洗滌纖維含量二次多項式模型的方差分析

由對熱風風速、干燥溫度的P值可判斷，試驗因素對干燥后紫花苜蓿的CP有顯著影響，其中干燥溫度對于粗蛋白含量有著極顯著影響，試驗因素對CP的影響從大到小依次為干燥溫度、熱風風速、輻射距離。模型的決定系數R2為0.983 4，校正決定系數0.962 1均接近于1，預測系數R2為0.781 9與0.962 1的校正決定系數R2差值小于0.2，該擬合回歸模型具有較高的可靠性。

(a)熱風風速和干燥溫度 (b)熱風風速和輻射距離 (c)干燥溫度和輻射距離

(a)熱風風速和干燥溫度 (b)熱風風速和輻射距離 (c)干燥溫度和輻射距離

(a)熱風風速和干燥溫度 (b)熱風風速和輻射距離 (c)干燥溫度和輻射距離

由對輻射距離、干燥溫度的P值可判斷，試驗因素對干燥后紫花苜蓿的ADF有著極顯著影響，試驗因素對ADF的影響從大到小依次為干燥溫度、輻射距離、熱風風速。模型的決定系數R2為0.979 9，校正決定系數0.954 0均接近于1，預測系數R2為0.790 7與0.954 0的校正決定系數R2差值小于0.2，該擬合回歸模型具有較高的可靠性。

由對熱風風速、輻射距離、干燥溫度的P值可判斷，試驗因素對干燥后紫花苜蓿的NDF都有著極顯著影響，試驗因素對NDF的影響從大到小依次為干燥溫度、輻射距離、熱風風速。模型的決定系數R2為0.981 8，校正決定系數0.958 4均接近于1，預測系數R2為0.853 1與0.958 4的校正決定系數R2差值小于0.2，該擬合回歸模型具有較高的可靠性。

2.2.2 響應曲面結果分析。根據回歸模型分析結果，利用Design-Expert 11軟件繪制各因子交互效應三維響應曲面圖，通過圖中曲面模型及等高線可以看出各因子對響應變量的影響程度。3D曲面圖中曲面彎曲程度越大，則表明這些因子之間交互效應對響應變量的影響越顯著。能明顯看出AB和BC組合效應下，對CP、ADF、NDF含量的影響作用顯著。

針對CP、ADF、NDF的回歸模型，運用Design-Expert 11軟件中Optimization功能，以CP最大、ADF及NDF最小為條件，求解回歸模型得到此次紅外熱風聯合干燥紫花苜蓿試驗的最優參數組合為熱風風速3 m/s、干燥溫度77.36 ℃、輻射距離75.9 mm。

3 討論

研究表明，在自然干燥下的紫花苜蓿，干燥時間受氣溫、風速環境因素影響比重較大，干燥時間過久導致干燥時間越長，營養成分流失越多[17]。李媛媛在進行遠紅外組合干燥苜蓿方捆時的試驗中通過改善風速、溫度及草捆密度提高了苜蓿干草的感官值和蛋白質含量，保證苜蓿草捆品質[18]。本試驗設計單因素試驗，分析干燥參數與含水率變化的關系，再通過曲面響應分析后得出，適宜的干燥溫度、輻射距離和熱風風速組和有效減少了苜蓿干燥所需時間，干燥后苜蓿的CP含量整體水平保持在21%以上，酸性纖維含量降低到27%以下，中性洗滌纖維含量降低到42%以下，營養保留率高且時間和能耗更低。

4 結論

本研究對紅外熱風聯合干燥紫花苜蓿營養成分的影響進行了初步探討，研究了不同熱風風速、干燥溫度以及輻射距離條件對紫花苜蓿干燥特性的影響，發現不同干燥條件下苜蓿的營養成分保留各有差異，試驗更多研究集中在對干燥箱可調變量參數對苜蓿營養的影響，利用單因素試驗對聯合干燥的參數進行初步優選，得出在熱風溫度為95℃、熱風速度為3 m/s，輻射距離為50 mm時該干燥箱對紫花苜蓿有較優的干燥效率。針對優選因子數值附近區域運用Design-Expert 11軟件對數據進行分析，以粗蛋白含量、酸性洗滌纖維含量及中性洗滌纖維含量作為指標參數，建立回歸模型，求解得到最優參數組合為熱風風速3 m/s、干燥溫度77.36 ℃、輻射距離75.9 mm。在此優化后的參數組合下進行紅外熱風聯合干燥，可以減少紫花苜蓿營養成分流失，確保干草后續加工的品質需求。