響應面優化減鹽雞肉松熱加工工藝及品質測定

孫 悅，李 震，王 鵬，徐幸蓮

（南京農業大學食品科學技術學院，國家肉品質量安全控制工程技術研究中心，江蘇南京 210095）

禽肉是世界上僅次于豬肉的第二大肉類消費品，根據聯合國糧農組織（The Food and Agriculture-Organization，FAO）估計，到2024 年全球禽肉消費量將達到1.33 億噸，禽肉的市場占比也將持續呈現增長趨勢。根據調查顯示，截止到2019 年，我國禽肉產量占肉類總產量的比例由1989 年的13.39%增長至28.86%，而豬肉產量比例則由94.08%降低至54.85%，肉類生產結構的改變是居民食物消費轉型的重要體現。與其他肉類相比，雞肉的熱量、膽固醇含量較低，維生素、蛋白質含量較高，氨基酸種類及比例較好，更適合老人、兒童等具有特殊營養需求人群食用。

根據品種不同可以將雞分為兩大類：白羽肉雞和黃羽肉雞。以白羽雞胸肉為原料加工的雞肉松碎松占比大，組織形態差且風味不佳。而黃羽肉雞的肌肉細嫩而不松軟，肌間脂肪及膠原蛋白含量高，水分含量較低，肌肉品質顯著高于白羽肉雞，口感風味好，適合加工雞肉松。王霞等基于電子舌技術對雞肉品質區分的研究發現，加工后的黃羽雞品質表現優于白羽肉雞。雖然黃羽肉雞品種較為豐富，但從加工性能的角度來講，相同生長速度的黃羽肉雞是相似的，因此對雪山草雞胸肉的加工研究完全可以進一步推廣到其他類型的黃羽肉雞。

近年來，動物疫病的暴發促使我國的禽肉消費結構發生了明顯的變化，消費者開始優先選擇購買冷鮮雞或冰鮮雞。肉雞的分割產品大多被用來加工醬鹵產品，還有一部分被用來加工為休閑產品，其中以雞肉松最受喜愛，劉興義已完成以淘汰蛋雞為原料加工的雞肉松品質的探究。因此，探討如何利用黃羽雞加工出符合其肉質特點的肉松產品是未來發展的趨勢。據統計，黃羽雞雞胸肉的平均價格為5.66 元/100 g，將其加工為雞肉松后的平均售價為16.5 元/100 g，增值幅度巨大。因此，以黃羽雞雞胸肉為原料加工的雞肉松具有廣闊的市場前景。

肉松是一類營養性速食類熟肉制品，包括豬肉松、牛肉松、雞肉松等。雞肉松是以雞肉為原料制作而成，與豬肉松等產品相比，雞肉松味道鮮美，其熱量、膽固醇含量更低，炒制的肉松纖維更加柔軟，適合人群更為廣泛。但傳統肉松在加工過程中為增強肉松風味，降低水分活度，延長貨架期，食鹽添加量相對較高。食鹽攝入過量會增加人類患高血壓、骨質疏松癥、腎結石及心血管疾病的風險。同時，隨著低鹽飲食習慣的推廣，以及人們健康意識的提高，消費者在日常消費中也更偏向于選擇低鈉食品。因此，在肉松制作過程中采取一定減鹽手段，降低肉松產品中的鈉元素含量至關重要。

在傳統肉松加工過程中，若僅通過降低鹽含量來達到低鹽的目的，則會引起肉松感官特性、出品率及貯藏性的改變。劉麗美等的研究也發現，肉松加工過程中煮制時間以及炒制時間都會對肉松的成松度產生影響，從而影響肉松品質。鐘賽意利用超聲波輔助腌制鹽水鴨時，選用超聲頻率26.4 kHz，超聲功率400 W，超聲時間80 min，腌制濃度為12%作為最佳處理條件，因此本文參考鐘賽意的方法并加以修改，選定超聲頻率為25 kHz，超聲功率300 W～525 W，超聲時間10 min～50 min，腌制濃度為0.5%～2.5%，通過對嫩度、結締組織完整性及水分分布等指標的測定結果進行分析，建立并確定了超聲波腌制雞胸肉的最佳工藝參數為超聲功率300 W、超聲時間20 min，腌制濃度為1.5%，此次研究則著眼于控制初煮時間、復煮時間及炒制時間，利用響應面試驗探討減鹽雞肉松的最佳熱加工工藝，為雞肉的新加工方法提供有力依據，為提升減鹽雞肉松的市場份額提供可能。此外，基于張京利用自制模具對魚松進行壓縮，探究魚松顆粒的含水率及顆粒粒徑對魚松可壓縮性影響的方法，本實驗通過模擬肉松在咀嚼過程中的受力情況，分析肉松的應力、應變的變化趨勢，為肉松品質測定提供新方法。

1 材料與方法

1.1 材料與儀器

雪山草雞（110 日齡的公雞，體質量1.5～1.8 kg）江蘇立華牧業股份有限公司；醬油、料酒、食鹽、白糖、八角 江蘇南京蘇果超市；葉家記原味肉松福建葉家記健康食品科技有限公司；光和力量雞肉松東臺市益鵬肉制品廠；若米雞肉松 漳州市博弈食品有限公司；鮑小松雞肉松 龍海市旺達富肉制品有限責任公司；秋田滿滿牛肉松、鱈魚松 汕頭市永軒食品有限公司；福祿源原味豬肉松 漳州市福祿源食品有限公司。

Precellys Evolution 冷凍均質機 法國Bertin公司；DGG-9240A 型電熱恒溫干燥箱 上海森信科學儀器有限公司；AUY120 型電子分析天平 日本SHIMADZU 公司；CR～400 色差儀 日本Konica Minolta 公司；PAL-SALT Mohr 鹽度計 深圳市時代之峰科技有限公司；C21-RT2170 美的電磁爐 廣東美的生活電器制造有限公司；Avanti J-E 型離心機美國Beckman Coulter 公司；DC-1006N 低溫恒溫槽、LC-1500W 非接觸式超聲波多面分散儀 寧波立誠儀器有限公司；東菱DL-JD08 面包機 廣東新寶電器股份有限公司；TA.XT C-18 型質構儀 英國Stable Micro Systems 公司。

1.2 實驗方法

1.2.1 工藝流程 雞胸肉在經過整形修剪，去除多余脂肪及筋膜后，放入裝有200 mL 腌制液（食鹽質量分數1.5%）的密封袋中，排出袋內多余空氣后，放入超聲波處理槽，參考鐘賽意的方法并結合預實驗結果設置超聲波參數為頻率25 kHz，功率300 W，時間20 min。超聲過程中，溫度需維持在25±2 ℃。超聲結束后，取出雞胸肉擦干表面水分，將其切分為30±2 g 的肉塊后放入鍋中，添加3 倍雞胸肉重量的水；各配料比（以雞胸肉為基數，其他輔料分別以占其重量的比例計算）為雞胸肉100 g，醬油2 g，料酒0.8 g，白糖6 g，八角0.7 g 條件下進行一定時間的初煮（電磁爐功率2200 W，待水溫達到95～99 ℃時，調整為1200 W 開始計時），煮制過程中要不斷撇油，去除懸浮物。初煮結束后將雞胸肉撕成0.5 cm 的肉線，然后進行一定時間的復煮（電磁爐功率2200 W，待水溫達到95～99 ℃時，調整為1200 W 開始計時）。復煮結束后，將其放入面包機中，在肉松模式下進行一定時間的炒制，炒制結束后即得到成品。

1.2.2 單因素實驗設計 以感官評價、黃度值及氯化鈉含量等作為評價指標，探究不同的初煮、復煮、炒制時間對雞肉松品質的影響，確定最佳的初煮、復煮及炒制時間。

1.2.2.1 初煮時間對雞肉松品質的影響 設置復煮時間為24 min，炒制時間為20 min，考察不同初煮時間（20、30、40、50、60 min）對雞肉松感官品質及黃度值的影響。

1.2.2.2 復煮時間對雞肉松品質的影響 設置初煮時間為40 min，炒制時間為20 min，考察不同復煮時間（8、16、24、32、40 min）對雞肉松感官品質及黃度值的影響。

1.2.2.3 炒制時間對雞肉松品質的影響 設置初煮時間為40 min，復煮時間為24 min，考察不同炒制時間（10、15、20、25、30 min）對雞肉松感官品質及黃度值的影響。

1.2.3 響應面優化試驗設計 根據單因素實驗結果，運用Box-Behnken 中心組合設計原理，建立三因素三水平模型，以雞肉松黃度值及感官得分為相應指標，確定減鹽雞肉松的最佳加工工藝，試驗因素水平見表1。

表1 Box-Behnken 試驗因素與水平Table 1 Factors and levels of Box-Behnken design

1.2.4 感官評價指標的測定 雞肉松的感官評價由8 名經過培訓的食品專業研究生對肉松的組織形態、氣味滋味、色澤、雜質及柔軟度進行打分，試驗結果的產品綜合評分標準按中華人民共和國行業標準執行。評分標準及評定系數見表2。每個因子按總分100 分進行打分，雞肉松評定的總得分為各個因子的單項得分乘以評分系數之和，見式（1）。最終感官評價得分為8 名評價人員分數的平均值。

表2 雞肉松產品綜合評分標準及評價系數Table 2 Comprehensive scoring standard and evaluation coefficient of chicken floss products

1.2.5 肉松物性及其相關指標測定

1.2.5.1 氯化鈉含量的測定 取0.500 g 雞肉松于5 mL 離心管中，加入9 倍體積的蒸餾水，4500 r/min勻漿20 s ×2，間隔時間30 s，勻漿后于室溫下靜置5 h，在離心機中以5000 r/min 的轉速離心10 min，取上清液，利用PAL-SALT Mohr 鹽度計測定其氯化鈉含量。結果乘以稀釋倍數為產品氯化鈉含量，平行測定三次，取其平均值作為最終測定結果。

1.2.5.2 雞肉松色度的測定 將雞肉松平鋪于直徑為90 mm 的培養皿中，厚度以培養皿的高度為基準，在培養皿蓋上方放置一個容量為1 L 且裝滿水的燒杯，在室溫下放置5 h。在壓制成型的雞肉松上選取三個點，用色差儀測定其黃度（）值。共測5 次，取平均值作為最終結果。色差儀在使用前要用標準版進行校準。

1.2.5.3 水分含量的測定 按照GB/T 23968-2009《肉松》規定，采用直接干燥法測定肉松的水分含量。

1.2.5.4 粒度篩分 稱取10.0 g 肉松，將其倒入多層篩中（由下至上篩網孔徑分別為0.25、0.5、0.71、1.0、1.4、2.0 mm）進行手工篩分，對落在每層篩網上的肉松顆粒進行收集稱重，計算其占肉松總質量的比例。

1.2.5.5 肉松應力-應變譜測試 利用3D 打印制作如圖1 所示，外徑61 mm、內徑為53 mm、厚度4 mm、高度70 mm 的圓柱體模具（定制），以此模具為容器，將試驗樣品、市售樣品裝入模具中，使樣品在模具中的高度為22 mm，參考劉興義的方法略加改動，利用質構儀進行分析。測試前速率2.0 mm/s、測試速率1.0 mm/s、測試后速率2.0 mm/s，觸發力為3.0 g，探頭類型P/50（直徑50 mm），測定時環境溫度25±1 ℃。設置應變為10%～60%，對樣品進行壓縮，得到應變-應力曲線；設置應力為400～2000 g，壓縮樣品得到應力-應變曲線。

圖1 物性測試模具Fig.1 Physical property test mould

1.3 數據處理

采用Excel 軟件和SPSS Statistics 16.0 對實驗數據進行統計分析，利用單因素方差分析進行差異性比較，＜0.05 表示有顯著差異；采用Origin 8.5 作圖。

2 結果與分析

2.1 單因素實驗

2.1.1 初煮時間對肉松感官品質和黃度值的影響由圖2 可知，隨著初煮時間延長，肉松的感官品質呈先上升后下降的趨勢，初煮時間為30 min 時的感官品質最佳，當時間超過30 min，雞肉松的感官得分有所下降，這種情況的出現可能與蛋白質的變性溫度有關。當加熱溫度大于55 ℃時，隨著加熱時間的延長，肌球蛋白發生解離，肌纖維強度下降，膠原蛋白發生變性，膠原分子間的氫鍵發生斷裂，肌束膜、肌內膜等肌內結締組織完整性被破壞，并逐漸溶解，最終導致成品雞肉松的碎松多，組織形態差，影響其感官評價；雞肉松的黃度值的變化與肌紅蛋白的氧化密切相關，肌紅蛋白是肌肉中主要的呈色物質，當其與充足的O接觸時，其中的Fe被氧化為Fe，形成的高鐵肌紅蛋白呈褐色。從圖2 中可以分析得出，雞肉松的黃度值隨著初煮時間的增加不斷增大，在60 min 時達到最大，但比較整個初煮過程中的黃度值并未出現顯著差異（＞0.05），可能是因為在初煮過程中，肌紅蛋白與O的接觸面積較小，高鐵肌紅蛋白的合成量少，因此黃度值變化較小。考慮到肉松的感官評價以及實際生產過程，最終將肉松初煮時間定為30 min。

圖2 初煮時間對肉松黃度值及感官品質的影響Fig.2 Effects of initial cooking time on yellowness value and sensory quality of meat floss

2.1.2 復煮時間對肉松感官品質和黃度值的影響由圖3 可知，隨著復煮時間延長，肉松的感官品質整體呈現上升趨勢，但雞肉松的感官得分并無顯著差異（＞0.05），該現象發生的原因可能是與初煮時間相比，復煮時間相對較短，肌球蛋白解離、肌纖維強度下降程度并不明顯，但此時的肌纖維已呈現松散狀態，呈味物質易進入肌纖維，從而增強雞肉松的風味，因此在復煮時間為24 min 時的感官得分達到最高值。當復煮時間進一步延長，肌纖維強度繼續下降，肌束膜、肌內膜等肌內結締組織完整性破壞嚴重，引起肌纖維松散、易碎，影響雞肉松的組織狀態，進而對感官得分產生影響。黃度值隨著復煮時間的延長不斷增大，復煮時間在24～40 min 范圍內的黃度值并未出現顯著差異（＞0.05）。這可能是由于復煮時間對黃度值的影響更為顯著，因為初煮結束后需將雞胸肉撕成肉絲再進行復煮，這一過程增加了肌紅蛋白與O的接觸面積，使高鐵肌紅蛋白的合成量增加，引起黃度值的改變；隨著復煮時間延長，合成速率減慢，因此黃度值變化不明顯。綜上所述，同時考慮到生產成本，最終將肉松的復煮時間定為24 min。

圖3 復煮時間對肉松黃度值及感官品質的影響Fig.3 Effects of recooking time on yellowness value and sensory quality of meat floss

2.1.3 炒制時間對肉松感官品質和黃度值的影響由圖4 可知，隨著炒制時間的延長，雞肉松的感官品質先上升后下降，炒制時間為20 min 時感官評價最高，30 min 時的感官評價最差，可能是由于在加熱過程中，結締組織與肌球蛋白發生協同收縮，收縮強度隨時間的延長而增大，進而對肌纖維和肌束之間的水分產生施壓擠出效應，使肉絲在炒制過程中水分大量流失，導致雞肉松干癟易碎無嚼勁，從而影響其感官得分。20 min 時雞肉松的黃度值也達到最高。此現象發生的原因是肉松在炒制過程發生的美拉德反應會影響肉松的顏色，隨著炒制時間的延長，黃度值不斷增大。因此將肉松的最佳炒制時間定為20 min。

圖4 炒制時間對肉松黃度值及感官品質的影響Fig.4 Effects of roasting time on yellowness value and sensory quality of meat floss

2.2 雞肉松響應面試驗結果與分析

2.2.1 Box-Behnken 試驗設計與回歸方程分析 根據響應面試驗原理，以初煮時間（A）、復煮時間（B）、炒制時間（C）為自變量，以雞肉松的感官評分（Y）、黃度值（Y）為響應值，利用Design Expert 8.0.6 對表3 結果進行擬合分析，得到的二元回歸方程如下Y=25.96-0.70A-0.40B+0.13C+2.22E-003AB+0.02AC+0.01BC+0.01A+2.51E-003B-0.02C；=0.9950，校正決定系數=0.9885，說明該試驗具有較好擬合性，實驗誤差小，對樣品感官評分的預測準確性高。Y=20.68-0.15A+2.40B+3.98C+6.25E-004AB+6.50E-004AC-3.94E-003BC+2.41 E-003A-0.05B-0.10C；=0.9823，校正決定系數=0.9596，說明該試驗具有良好擬合性，誤差較小，可以對樣品的黃度值進行預測。

表3 Box-Behnken 試驗設計及結果Table 3 Design and results of Box-Behnken

由表4 可知，該回歸方程的值為53.72，值＜0.0001，說明該模型極顯著。失擬項（=0.2172＞0.05）不顯著，說明該模型擬合情況好，具有統計學意義。模型中A、B、C、AC、A、C具有顯著性（＜0.05，＜0.01）。根據值可以判斷得出，各單因素對感官得分的影響大小順序為C（炒制時間）＞A（初煮時間）＞B（復煮時間）；交互項因素對感官得分的影響大小為AB＞BC＞AC。

表4 感官得分回歸方程模型分析Table 4 Analysis of sensory evaluation regression equation model

由表5 可知，該回歸方程的值為43.24，值＜0.0001，說明該模型極顯著。失擬項（=0.9593＞0.05）不顯著，說明該模型擬合情況好，具有統計學意義。模型中B、C、B、C具有顯著性。根據值可以判斷得出，各單因素對黃度值的影響大小順序為C（炒制時間）＞B（復煮時間）＞A（初煮時間）；交互項因素對黃度值影響的大小為BC＞AB＞AC。

表5 黃度值回歸方程模型分析Table 5 Analysis of yellowness regression equation model

2.2.2 各因素交互作用分析 各因素之間的交互作用對響應值的影響能夠通過根據回歸模型做出的響應面3 D 圖及等高線圖反應出來。等高線圖越趨向于橢圓、響應面3 D 圖坡度越陡，說明各個單因素之間的交互作用越明顯。參考靳國鋒的方法，分別固定任意兩個因素，將另一因素作為自變量，自變量取值范圍為最佳處理條件±10%，將其帶入兩個回歸方程中計算各自對應的感官得分及黃度值。固定復煮時間為24 min，炒制時間為20 min，將初煮時間27、30、33 min，帶入回歸方程Y、Y中，得到相應的黃度值及感官得分；固定初煮時間為30 min，炒制時間為24 min，將復煮時間21、24、26 min 帶入回歸方程Y、Y中，得到對應的黃度值及感官得分；固定初煮時間為30 min、復煮時間為24 min，將炒制時間18、20、22 min 帶入兩個回歸方程中，計算得到黃度值和感官得分。對結果進行分析可知，計算得到的感官得分與黃度值的數值與變量的變化幅度基本持平，與單因素實驗結果相符。

由圖5～圖7 可以看出，A（初煮時間）和B（復煮時間）、B（復煮時間）和C（炒制時間）之間的響應面3D 圖坡度較陡，等高線圖更趨向于橢圓，表明其交互作用較強；而A（初煮時間）和C（炒制時間）的響應面曲線坡度平緩，說明其二者之間的交互作用較小。通過對比圖5～圖7 可以看出，初煮時間和炒制時間對黃度值的影響較為顯著，具體表現在其響應曲面的坡度較陡；而復煮時間的響應曲面較為平緩，說明交互作用不顯著，這一現象與方差分析結果一致。出現這一現象的原因可能是隨著初煮時間的延長，肌纖維松散，膠原蛋白發生變性，導致結締組織溶解性增加，使肌肉中的肌紅蛋白與O接觸面積隨著初煮時間的延長而增大，進而引起雞肉松黃度值的變化；而炒制過程中發生的美拉德反應則會對肉松的黃度值產生重要影響，炒制時間越長，美拉德反應越完全，肉松顏色越深，黃度值越大。

圖5 初煮時間及復煮時間交互作用對肉松黃度值影響的等高線圖及響應面圖Fig.5 Contour diagram and response surface diagram of the interaction between initial cooking time and recooking time on yellowness value of pork floss

圖6 初煮時間及炒制時間交互作用對肉松黃度值影響的等高線圖及響應面圖Fig.6 Contour diagram and response surface diagram of the interaction between initial cooking time and frying time on the yellowness value of pork floss

圖7 復煮時間及炒制時間交互作用對肉松黃度值影響的等高線圖及響應面圖Fig.7 Contour diagram and response surface diagram of the interaction between recooking time and frying time on the yellowness value of pork floss

由圖8～圖10 可以看出，A（初煮時間）和B（復煮時間）、B（復煮時間）和C（炒制時間）之間的響應面3 D 圖坡度較陡，等高線圖更趨近于橢圓形，表明其交互作用較強；而A（初煮時間）和C（炒制時間）的響應面曲線坡度平緩，說明其二者之間的交互作用并不顯著。通過對比圖8～圖10 可以看出，復煮時間和炒制時間對肉松感官評價的影響較為顯著，具體表現在其響應曲面的坡度更為陡峭；而初煮時間的響應曲面較為平緩，表明交互作用并不顯著，這也與方差分析結果一致。這可能是因為有研究表明，炒制過程是影響肉松品質的關鍵步驟之一。肉絲太干或太濕都會影響肉松“絨狀”結構的形成，太濕肉絲難以分開，分開后也易斷；太干則會使肉松易成團，成品碎松多，影響肉松的感官品質。而復煮的作用是讓呈味物質進入肌纖維，提高產品風味，復煮時間越長，肌纖維中的呈味物質越多，得到的肉松滋味越好，感官得分越高。

圖8 初煮時間及復煮時間交互作用對肉松感官品質影響的等高線圖及響應面圖Fig.8 Contour diagram and response surface diagram of the interaction between initial cooking time and recooking time on sensory quality of meat floss

圖9 初煮時間及炒制時間交互作用對肉松感官品質影響的等高線圖及響應面圖Fig.9 Contour diagram and response surface diagram of the interaction between initial cooking time and frying time on sensory quality of meat floss

圖10 復煮時間及炒制時間交互作用對肉松感官品質影響的等高線圖及響應面圖Fig.10 Contour diagram and response surface diagram of the interaction between initial cooking time and recooking time on sensory quality of meat floss

2.2.3 最佳加工工藝及實驗驗證 采用Design Expert 8.0 對超聲波輔助減鹽雞肉松加工工藝條件進行優化，得到的最佳加工工藝條件為初煮時間40 min、復煮時間24.78 min、炒制時間19.27 min。在此工藝條件下，雞肉松的感官評分預測值為87.21 分，黃度值預測值為21.84。考慮到實際生產過程，故將工藝條件設置為初煮時間40 min、復煮時間24 min、炒制時間20 min，在此工藝條件下制作的減鹽雞肉松具有良好的肉松形態，無雜質，色澤金黃且均勻，無焦頭或結頭，具有肉松的獨特滋味且回味持久。對其進行感官測評得到的3 組感官得分分別為88.72、87.19、88.35 分，平均值為88.09 分；黃度值分別為22.84、21.26、21.74，平均值為21.95。因此利用響應面優化的工藝條件具有可靠性。

2.3 肉松物性及其相關指標測定結果

2.3.1 氯化鈉含量比對結果分析 食品營養標簽管理規范中明確表示：“與同類食品相比，只有當產品中的某一營養成分的增加量或減少量超過同類產品的25%時，才能采用比較聲稱”。因此，選取7 種市售肉松產品測定其中的氯化鈉含量，并進行聚類分析。測定響應面優化后減鹽雞肉松的氯化鈉含量，將其與市售肉松進行聚類分析對比。探究經響應面優化的產品是否能夠滿足食品營養標簽管理規范的要求。

對市售肉松產品進行聚類分析，結果見圖11。如圖所示，在歐式距離為5～25 時，可以將市售的7 種肉松產品分為兩類。第一類為b7，氯化鈉含量為4.4%；第二類為b1～b6，其氯化鈉含量范圍為3.0%～3.6%。將市售肉松產品與響應面優化產品進行聚類分析，結果如圖12。當歐式距離為5 時，可以將肉松分為低鹽、中鹽、高鹽三類。低鹽類包括經過響應面優化后的肉松產品，其氯化鈉含量范圍為1.0%～2.1%；中鹽類包括市售產品b1～b6，其氯化鈉含量范圍為3.0%～3.6%；高鹽類包括產品b7，其氯化鈉含量為4.4%。綜合以上結果分析可知，響應面優化產品與市售產品相比，氯化鈉含量降低幅度超過25%，滿足減鹽產品標準。

圖11 市售雞肉松氯化鈉含量聚類分析Fig.11 Cluster analysis of sodium chloride content in commercial chicken larch

圖12 雞肉松氯化鈉含量聚類分析Fig.12 Cluster analysis of sodium chloride content in chicken floss

2.3.2 水分含量測定結果 利用直接干燥法測定樣品肉松的水分含量，樣品雞肉松水分含量測定結果為4.0%，滿足GB/T 23968-2009《肉松》中肉松的水分含量≤20%的規定（表6）。

表6 水分含量測定結果Table 6 Results of moisture content determination

2.3.3 粒徑篩分結果 陳偉等研究發現，利用多層篩網可以對難以測定粒徑的物料進行篩分。當篩網孔徑≤1 mm 時，篩分得到小粒徑樣品雞肉松質量比為65.7%，而市售肉松中，小粒徑肉松質量比范圍為14.7%～22.6%（表7）。由此可知，樣品雞肉松的粒徑小于市售雞肉松的粒徑。出現此現象的原因可能是，雞胸肉經過超聲波處理后，肌纖維的直徑減小，肌肉組織遭到破壞。在后續的加工過程中，肌纖維脆弱易斷，最終得到的成品雞肉松的粒徑明顯小于市售雞肉松。

表7 粒徑篩分結果Table 7 Results of particle size screening

2.3.4 肉松應力-應變譜測試結果 物性是衡量食品質量的重要因素之一，反映了食品的力學性能和組織結構。王笑丹等通過離散元法構建牛肉在口腔中的咀嚼破碎模型，觀測咀嚼時牛肉顆粒的受力情況，分析得到牛肉在咀嚼過程中的平均力值，以對牛肉嫩度進行預測。肉松屬于散粒體物料，對其粒徑的測定比較難于實現，但粒徑以及粒度分布的大小在應力應變圖中會有一定程度的體現。因此，通過自研的模具進行應力-應變譜測試以模擬肉松在咀嚼過程中的受力情況，從而對肉松的應力、應變變化趨勢進行表征，以實現對肉松品質定量分析。從圖13 中可以看出，兩種市售樣品的應力-應變曲線趨于一致，試驗樣品的應力應變曲線與其他兩條有明顯的區別。在相同的應變條件下，市售樣品在低應變下產生的應力即大于試驗樣品應力；而當給樣品施加相同應力時，市售樣品在小于1200 g 的應力作用下所產生的應變要小于試驗樣品所產生的應變。分析產生這一結果的原因是肉松顆粒粒徑大小不同導致肉松內部孔隙率不同。由肉松篩分結果可知，試驗肉松的粒徑小于市售肉松產品粒徑。將超聲波應用到肉松的制作過程中，利用超聲波的空化作用，破壞肌纖維結構，最終得到的肉松產品粒徑小于市售肉松產品，粒度分布較均勻，試驗肉松的孔隙率也會小于其他肉松，其反映在應力-應變圖上，則是相同應力產生較小的應變。

圖13 肉松應力-應變測試結果Fig.13 Stress strain test results of chicken floss

此外，從圖13 中可以看出，壓縮初期的近似直線可以看作肉松的彈性變形階段，直線部分越短表示彈性形變階段結束的越快，塑性變形階段到來的越快。從圖中可以看出，試驗肉松彈性變形階段遠大于兩類市售肉松的彈性變形階段。分析出現這一現象的原因也可能與肉松顆粒的水分含量有關。張京發現隨著干燥時間的延長，魚松顆粒水分損失加劇，顆粒硬度增大，彈性變形階段減小，魚松的可壓縮性減小。

3 結論

本實驗通過對肉松的黃度值、氯化鈉含量以及感官得分等指標的測定，探究初煮時間、復煮時間、炒制時間對減鹽雞肉松品質的影響。在單因素實驗的基礎上，以感官得分和黃度值為響應指標進行響應面優化試驗，所得模型顯著，回歸方程擬合度較好。通過對回歸方程的分析可以得到減鹽雞肉松的最佳工藝條件為初煮時間40 min，復煮時間24 min，炒制時間20 min，此時模型預測感官得分為87.21 分，預測的黃度值為21.84。驗證試驗表明，此條件下減鹽雞肉松的感官得分為88.09 分，黃度值為21.95。同時，通過對市售雞肉松產品與響應面優化產品的氯化鈉含量進行聚類分析可以得出，經過響應面優化的產品氯化鈉含量比市售雞肉松產品的氯化鈉含量降低了49.73%，能夠滿足食品營養標簽對“比較聲稱”食品的規定。通過應力-應變測試發現本研究的雞肉松質地松軟，這可能與其較小的粒度有關。因此，綜上所述，本實驗建立的模型能夠較好的應用于減鹽雞肉松的開發。