打發奶油型脂肪模擬物制備的關鍵技術

馮思思，孟祥娟，張喜瑞，馬其浩，姬長建，張民，梁彬*，孫嬋嬋*

（1.魯東大學 食品工程學院，山東 煙臺 264025；2.煙臺大學 生命科學學院，山東 煙臺 264005；3.齊魯師范學院 物理與電子工程學院，山東 濟南 250200；4.天津農學院 食品科學與生物工程學院，天津 300384）

脂肪攝入量過高是導致肥胖癥和心血管疾病等發病率提高的重要原因之一[1]。隨著社會的發展和生活水平的提高，人們已經意識到過多攝入脂肪對健康的危害，因此低脂低熱量的健康飲食顯得尤為關鍵。然而，單純減少脂肪的用量會使食品的適口性和加工性能劣變。研究發現，用脂肪模擬物部分替代食物中的脂肪，能在降低食物熱量的同時保持食物良好的口感，而脂肪模擬物也因具有易被人體吸收、提供脂肪口感、高營養且低能量的特點而發展迅速，前景廣闊[2-3]。

脂肪模擬物是一類以蛋白質和碳水化合物等為基質，經過一定處理得到具有類似脂肪的潤滑細膩口感的物質。其中，蛋白質基質脂肪模擬物又稱為微粒化蛋白，與市售油脂（如淡奶油和打發奶油等）的黏度、流變性和穩定性均有一定差異[4]。

研究證實水溶性膠類（如黃原膠、果膠等）的添加能夠顯著改善微粒化蛋白的穩定性、觸變性，提高其黏度[5]。黃原膠是一種自然多糖，相對分子質量為2×106～5×107，其分子主要由葡萄糖、葡萄糖醛酸、甘露糖和丙酮酸等組成[6]。由于其獨特的流變性、良好的水溶性、熱及酸堿的穩定性和多種鹽的相容性，黃原膠作為乳化劑、穩定劑、增稠劑等被廣泛應用于食品中[7]。

果膠是一類廣泛存在于植物細胞壁的雜多糖，其單糖多達12 種，相對分子質量為5×104～3×106[8]。果膠分子鏈間能夠形成“雞蛋盒”似的網狀結構，因其具有良好的凝膠性[9]、持水性和成膜特性[10]，故作為膠凝劑、增稠劑、乳化劑、組織形成劑和穩定劑廣泛應用于食品工業中。另外果膠具有增強胃腸蠕動、促進營養吸收[11]、抗癌[12]和重金屬吸附[13]等功能，因此具有巨大的發展潛力和廣闊的市場前景。

研究證實果膠凝膠和蛋白微粒在一定復配比例下具有穩定的類似于打發奶油的質構[14]。但是由于果膠的黏度較小，形成的泡沫體系穩定性較差，因此本文采用高黏度黃原膠和高甲氧基果膠復配用于打發奶油型脂肪模擬物的制備。為探究最佳配方，本文在單因素試驗基礎上，以市售打發奶油為對照品，以打發奶油型脂肪模擬物質構與市售產品|Δ 硬度|、|Δ 內聚性|、|Δ 稠度|、|Δ 黏度|為響應值，研究微粒化乳清蛋白（micronized whey protein，MWP）的pH 值、添加量、黃原膠在多糖凝膠中所占百分比對其影響，建立中心旋轉數學模型，最終確定打發奶油型脂肪模擬物的制備關鍵技術，以期為復合型脂肪模擬物系列產品研發提供參考。

1 材料與方法

1.1 材料與試劑

乳清濃縮蛋白（whey protein concentrate，WPC）：新西蘭恒天然集團，其蛋白含量為80.3%（濕基計），水分含量為5.1%，乳糖含量為3.5%，淀粉含量為3.4%，脂肪含量為3.8%，灰分含量為3.9%；黃原膠（食品級）：淄博中軒生化有限公司；高甲氧基果膠（食品級）：煙臺安德利果膠股份有限公司；果膠（食品級）：上海鑫泰實業有限公司；檸檬酸（食品級）：浙江一諾生物科技有限公司。

1.2 儀器與設備

JD1000-2 分析天平：沈陽龍騰電子有限公司；XMTD-204 電熱恒溫水浴鍋：天津市歐諾儀器儀表有限公司；EGK100D 手持打蛋器（五檔變速）：合肥榮事達小家電有限公司；JRJ300-SH 型均質機：上海標本模型廠；TE32 型TA.XT.Plus 質構儀：英國Stable Micro System 公司。

1.3 試驗方法

1.3.1 微粒化蛋白分散液和多糖凝膠的制備

根據預試驗結果，配制0.12 g/mL 蛋白分散液，采用檸檬酸調pH 值（3.6、4.0、4.4、4.8、5.2、5.6），80 ℃水浴加熱處理20 min，4 ℃陳化10 h。均質機10 000 r/min處理4 min，即得微粒化蛋白分散液（MWP）。

膠類體系的制備：稱取適量黃原膠和果膠粉末，體系中黃原膠的含量分別為0%、20%、40%、60%、80%、100%，按照1∶30（g/mL）加入相應比例的水，攪拌均勻后煮沸，室溫（25±2）℃冷卻后即得。

1.3.2 打發奶油型脂肪模擬物的制備

分別取適量MWP 和膠類體系，采用手持打蛋器1 100 r/min 攪拌6 min。

1.3.3 單因素試驗

本試驗對打發奶油型脂肪模擬物制備過程中pH值（3.6、4.0、4.4、4.8、5.2、5.6）、微粒化蛋白分散液添加量（63%、64%、65%、66%、67%、68%）、黃原膠在多糖凝膠中所占百分比（0%、20%、40%、60%、80%、100%）3個因素進行單因素試驗，并以質構儀測定結果（打發奶油體系|Δ 硬度|、|Δ 內聚性|、|Δ 稠度|、|Δ 黏度|）為響應值，從而確定最合適的單因素水平進行后續響應面試驗。

TA.XT.Plus 質構儀測定條件：探頭A/BE，測試前速度和測試速度均為1 mm/s，測試后速度為10 mm/s，下壓50%（樣品高度均為4 cm）。

1.3.4 響應面試驗

基于單因素試驗結果，根據Box-Behnken 試驗設計原理，選擇三因素三水平進行試驗。響應面試驗的因素水平如表1 所示。

表1 響應面試驗因素水平Table 1 Factor levels of the response surface experiment

1.3.5 感官評價

為了進一步考察打發奶油型脂肪模擬物與市售產品的感官差異，采用定量描述分析法（quantitative descriptive analysis，QDA）對兩樣品進行感官評價。通過篩選和培訓，選擇10 名經過培訓的感官評定員（年齡18～35 周歲），對兩個樣品進行觀察，使用0～15 的標尺對兩個樣品的外觀、氣味、風味、口感和質地等進行評定。每名品評人員對兩個樣品的感官指標單獨品評打分，試驗重復3 次。感官評價標準見表2。

表2 樣品感官評價標準Table 2 Sensory evaluation standards of the samples

1.4 數據處理

采用Design-Expert 13 和Origin Pro 2021 軟件進行數據分析處理和繪圖，采用Duncan 多重比較分析方法確定差異是否有統計學意義，p＜0.05 認為有顯著差異。

2 結果與分析

2.1 單因素試驗

2.1.1 微粒化蛋白分散液添加量對打發奶油體系質構的影響

圖1 為微粒化蛋白分散液添加量對打發奶油體系硬度、稠度、內聚性和黏度的影響。

圖1 微粒化蛋白分散液添加量對打發奶油體系質構的影響Fig.1 Effect of MWP content on texture of whipped cream system

由圖1 可知，隨著打發奶油體系中MWP 添加量的增加，其稠度、內聚性和黏度整體來看呈現先減小后增大的趨勢，同時與市售打發奶油（硬度122.30 g、稠度905.15 g/s、內聚性91.80 g、黏度91.44 g/s）的相對差值呈現先增大后減小的趨勢。當MWP 含量為66%時，樣品的各項質構指標（除硬度外）與打發奶油對應的質構值相差最小。因此選擇微粒化蛋白分散液的添加量分別為65%、66%、67% 3 個水平進行后續響應面試驗。

2.1.2 微粒化乳清蛋白體系pH 值對打發奶油體系質構的影響

微粒化蛋白乳清體系pH 值對樣品質構的影響如圖2 所示。

圖2 MWP 體系pH 值對打發奶油體系質構的影響Fig.2 Effect of pH value in MWP system on texture of whipped cream system

由圖2 可知，當MWP 體系的pH 值為3.6 時，打發奶油體系的硬度差值最小，而稠度、內聚性和黏度差值均為最大；當pH 值為4.0 時，除硬度外各項差值相對于pH3.6 時均有所降低；pH4.4 時，硬度差值相對于pH3.6 時有所升高，其余3 項差值均接近最小值。因此選擇pH4.0、4.4、4.8 3 個水平進行后續響應面試驗。

2.1.3 黃原膠在多糖凝膠中所占百分比對打發奶油體系質構的影響

黃原膠在多糖凝膠中所占百分比對打發奶油體系質構的影響如圖3 所示。

圖3 黃原膠在多糖凝膠中所占百分比對打發奶油體系質構的影響Fig.3 Effect of polysaccharide gel composition on texture of whipped cream system

相對于黃原膠凝膠，果膠凝膠的黏度較小[15]。因此多糖凝膠中黃原膠凝膠的含量增加會顯著增大打發奶油體系的黏度，由圖3 可知，當添加量過高時（80%～100%）黏度高于市售打發奶油，所以|Δ 黏度|呈現減小的趨勢。由測定結果可以看出，當多糖體系中黃原膠凝膠含量為60%時，打發奶油體系的各項質構值與市售打發奶油的質構值相差最小。因此選擇40%、60%、80%3 個水平進行后續響應面試驗。

2.2 響應面試驗結果及分析

2.2.1 Box-Behnken 試驗設計及結果

按照軟件設計響應面試驗組合進行試驗，采用質構儀測定各組樣品的質構，計算各組樣品質構指數與市售打發奶油的質構指數的絕對差值，結果如表3所示。

表3 響應面試驗結果Table 3 Results of response surface experiments

根據表3 的試驗結果，分別以|Δ 硬度|、|Δ 內聚性|、|Δ 稠度|、|Δ 黏度|為響應值，利用軟件對所得數據進行回歸分析，并建立二次響應回歸模型，擬合得到二次回歸方程，并對回歸方程進行方差分析。

2.2.1.1 方差分析（內聚性）

建立模型回歸方程[16]：|Δ 內聚性|=192.23+44.28A+2.48B-59.74C+46.05AB+109.95AC+16.27BC-2.99A2-54.81B2+106.85C2。方差分析見表4。

表4 以|Δ 內聚性|為響應值的響應面模型分析結果Table 4 Response surface model analysis results with|Δcohesiveness| as the response value

由表4 可知，該回歸模型影響極顯著（p<0.01），表明該模型擬合度較好，相關系數R2為0.977 7，校正決定系數R2adj為0.949 0，CV%為10.62，表明本試驗具有較高的可靠性及精密度[17]。因此，可以用該回歸方程代替真實試驗點進行分析。

采用軟件對3 個因素進行3D 響應面分析，結果如圖4 所示。

圖4 因素交互作用對|Δ 內聚性|影響的響應面立體圖和等高線圖Fig.4 Response surface plots for the effect of interactions on|Δcohesiveness|

如圖4 所示，隨著MWP 添加量和MWP 體系pH值的改變，響應面圖的陡峭程度有較為顯著的變化，相應的等高線圖的變化也較為明顯，說明MWP 添加量和MWP 體系pH 值對樣品的內聚性有較為顯著的影響。以上結果與表4 中響應面方差分析結果一致。

2.2.1.2 方差分析（硬度）

建立模型回歸方程：|Δ 硬度|=57.44+4.38A-0.74B+2.89C+1.32AB+6.40AC-0.82BC-5.75A2+7.94B2-6.44C2。方差分析見表5。

表5 以|Δ 硬度|為響應值的響應面分析結果Table 5 Response surface analysis results with |Δfirmness| as the response value

由表5 可知，回歸模型影響不顯著（p>0.05）和失擬項影響顯著，表明該模型擬合度不好，同時相關系數R2為0.783 9，校正決定系數R2adj為0.506 0，表明本試驗不具有較高的可靠性及精密度。因此，該模型建立失敗，不可代替真實試驗點進行分析。B2影響顯著（p<0.05），其余因素影響不顯著。根據F 值的大小，試驗范圍內各因素的影響大小依次為A（微粒化蛋白分散液添加量）>C（pH 值）>B（黃原膠在多糖凝膠中所占百分比）。

基于回歸模型方差分析結果，利用Design-Expert軟件繪出響應面及等高線，反映各個變量對響應值交互效應的強弱程度及其對感官評分的影響。各因素交互作用響應面及等高線如圖5 所示。

圖5 因素交互作用對|Δ 硬度|影響的響應面立體圖和等高線圖Fig.5 Response surface plots for the effect of interactions on|Δfirmness|

如圖5 所示，隨著MWP 添加量的改變，響應面圖的陡峭程度有較為顯著的變化，相應的等高線圖的變化也較為明顯，說明MWP 添加量對樣品的硬度有較為顯著的影響。隨著MWP 添加量與pH 值的改變，響應曲面開口向下，等高線偏圓，表明微粒化蛋白分散液添加量（A）和pH 值（C）的交互作用相對較弱，以上結果與表5 中響應面方差分析結果一致。

2.2.1.3 方差分析（稠度）

建立回歸方程：|Δ 稠度|=12.42-5.24A-0.03B-3.38C-0.37AB+2.82AC-1.42BC+2.43A2+3.28B2-2.14C2。方差分析見表6。

表6 以|Δ 稠度|為響應值的響應面分析結果Table 6 Response surface analysis results with |Δconsistency| as the response value

由表6 可以看出，回歸模型影響極顯著（p<0.01）和失擬項影響不顯著，表明該模型擬合度較好，相關系數R2為0.980 9，校正決定系數R2adj為0.956 5，表明本試驗具有較高的可靠性及精密度。因此，可以用該回歸方程代替真實試驗點進行分析。

采用軟件對3 個因素進行3D 響應面分析，其立體圖如圖6 所示。

圖6 因素交互作用對|Δ 稠度|影響的響應面立體圖和等高線圖Fig.6 Response surface plots for the effect of interactions on |Δconsistency|

如圖6 所示，隨著MWP 添加量和MWP 體系pH 值的改變，響應曲面坡度趨勢陡峭，相應的等高線圖的變化也較為明顯，說明MWP 添加量和MWP 體系pH值對樣品的稠度有較為顯著的影響。以上結果與表6中響應面方差分析結果一致。

2.2.1.4 方差分析（黏度）

建立回歸方程：|Δ 黏度|=14.88-4.34A+0.32B-7.06C+2.37AB+5.98AC-3.21BC+5.34A2-2.82B2+28.75C2。方差分析見表7。

表7 以|Δ 黏度|為響應值的響應面分析結果Table 7 Response surface analysis results with |Δviscosity| as the response value

由表7 可以看出，回歸模型影響顯著（p<0.05）和失擬項影響不顯著（p>0.05），表明該模型擬合度很好，相關系數R2為0.972 6，校正決定系數R2adj為0.937 3，表明本試驗具有較高的可靠性及精密度。因此，可以用該回歸方程代替真實試驗點進行分析。

采用軟件對3 個因素交互作用進行3D 響應面分析，其立體圖和等高線圖如圖7 所示。

如圖7 所示，隨著MWP 添加量和MWP 體系pH 值的改變，響應面均開口向上，響應面圖的陡峭程度有較為顯著的變化，相應的等高線圖的變化也較為明顯，說明MWP 添加量和MWP 體系pH 值對樣品的黏度有較為顯著的影響。以上結果與表7 中響應面方差分析結果一致。

2.2.2 典范形式分析

對以上結果進行典范形式分析，考察擬合曲面的形狀，獲得各因素的編碼值及最小預測值[18]，結果如表8 所示。將表8 中各因素的編碼值轉化為實際值，計算出3 個因素的最佳水平值。

表8 響應面規范分析Table 8 Anlysis results of response surface experiments

由表8 可知，|Δ 硬度|=35.87；|Δ 內聚性|=48.42；|Δ 稠度|=13.20；|Δ 黏度|=29.65，與回歸模型的預測值接近，說明運用響應面法優化得到的模型參數準確可靠[19]。

經過響應面分析及回歸模型的預測，得到打發奶油型脂肪模擬物制備工藝的最佳參數為微粒化蛋白分散液添加量67%、黃原膠在多糖凝膠中占比80%、WMP 體系pH 值4.267。考慮到試驗操作的可行性，調整為微粒化蛋白分散液添加量67%、黃原膠在多糖凝膠中占比80%、WMP 體系pH 值4.3。在此條件下進行3 次平行驗證試驗，結果取平均值。

樣品質構和市售打發奶油質構如表9 所示。

表9 復合型脂肪模擬物的質構特性分析結果Table 9 The texture properties of compound fat mimetic

由表9 結果可以看出，按照以上工藝條件制備得到的復合型脂肪模擬物的內聚性和黏度與市售打發奶油均無顯著性差異，但是硬度不足，稠度過大。同時在試驗中發現，該模擬物在貯存過程中，表面易失水形成干皮，影響食用品質。通過預試驗發現以上問題可以通過添加適量乳化劑[20]和保水劑解決。

2.3 定量描述分析檢驗結果

將各個評定員的評定結果集中進行方差分析，然后將結果以蜘蛛網圖來表示，如圖8 所示。

圖8 打發奶油型脂肪模擬物與市售打發奶油的定量描述分析Fig.8 Quantitative analysis of whipped cream fat simulators and commercially available whipped cream

由圖8 可知，兩個樣品的色澤、風味、黏度、硬度和表面質地均無明顯差異。但是，打發奶油型脂肪模擬物的稠度明顯高于市售打發奶油，香氣明顯低于市售打發奶油。這是由于打發奶油中，有很多脂溶性香氣成分，而打發奶油型脂肪模擬物中并沒有。該問題可以通過后續添加相關香氣成分解決。

3 結論

打發奶油型脂肪模擬物的制備工藝確定為pH4.3的MWP 分散液與多糖凝膠（黃原膠占多糖凝膠80%）按微粒化蛋白分散液添加67%進行復配，采用手持打蛋器1 100 r/min 打發4 min 即得。質構儀測定結果顯示，該復合型脂肪模擬物的內聚性、黏度與市售打發奶油均無顯著性差異，但是硬度不足，稠度過大。此問題后續已經通過添加適量乳化劑和保水劑得到解決。感官評定試驗結果顯示兩個樣品的色澤、氣味、黏度、硬度和表面質地均無顯著性差異，稠度和香氣相較之下有明顯差異。