響應面分析法優化干椰纖果制備工藝

蔡 坤，龍映均，劉四新，余敏華，陳 桃，李從發,*

(1.海南大學食品學院，海南 海口 570228；2.中國熱帶農業科學院作物品種與資源研究所，海南 儋州 571737)

響應面分析法優化干椰纖果制備工藝

蔡 坤1,2，龍映均1，劉四新1，余敏華1，陳 桃1，李從發1,*

(1.海南大學食品學院，海南 海口 570228；2.中國熱帶農業科學院作物品種與資源研究所，海南 儋州 571737)

通過單因素及響應面試驗探討羧甲基纖維素鈉(CMC)真空滲透條件和熱風干燥條件對椰纖果的復水性、復水后的質構等的影響。結果表明：采用CMC真空滲透處理可以改善干椰纖果的復水比、復水后的硬度和彈性。影響干椰纖果復水性質的因素主要是CMC質量分數、固液比、干燥溫度、真空滲透時間，干椰纖果制備的最佳工藝條件為：CMC質量分數0.90%、固液比1:2、真空滲透時間4.5h、干燥溫度60℃。

椰纖果；復水比；羧甲基纖維素鈉；熱風干燥；響應面

椰纖果(Nata de coco)是一種以椰子水為主要原料，經微生物發酵產生的由葡萄糖以β-1,4-糖苷鍵連接而成的高分子凝膠狀纖維膜[1]。椰纖果具有低熱量、高纖維、口感滑爽、咀嚼性好等特性，因此具有減肥、防便秘、清腸胃、排毒、降低膽固醇的功效，是一種理想的保健食品[2]。

椰纖果有良好的持水能力，水分含量高達99%[3]。目前市面上均以含水的椰纖果形式應用于食品、化妝品及其他產品中，給貯存運輸帶來不便，并且很大程度上限制了椰纖果的應用范圍。椰纖果干燥后結晶化程度的增加會導致其復水能力的降低。干燥的椰纖果不溶于100℃熱水，復水性差[4]，并且復水性不會隨復水時間的延長而增加。為了進一步拓展椰纖果的應用空間、提高附加值，增強干椰纖果的復水性具有重大意義[5-6]。

目前對椰纖果的改性研究主要集中在椰纖果的發酵生產過程中[1-2]，尚未見有關干椰纖果復水性的研究報道。研究發現，采用羧甲基纖維素鈉(carboxymethyl cellulose sodium，CMC)作為椰纖果內部結構填充劑，對椰纖果進行結構修飾，可以改善干椰纖果產品的復水性質。影響干椰纖果復水性質的因素主要CMC質量分數、固液比、干燥溫度、真空滲透時間。本實驗以椰纖果的復水比及復水后的硬度和彈性作為指標，通過響應面試驗優化熱風干燥椰纖果的工藝條件，為工業化生產提供依據。

1 材料與方法

1.1 材料與儀器

壓縮椰纖果粒(5mm×5mm) 海南億德食品有限公司。

氫氧化鈉(分析純) 廣州化學試劑廠；羧甲基纖維素鈉(300～800mPa·s，化學純) 國藥集團化學試劑有限公司。

DHG-923A型電熱恒溫鼓風干燥箱 寧波江南儀器廠；HR2864型飛利浦三合一攪拌機 飛利浦家庭電器有限公司；DZF-6053型真空干燥箱 上海一恒科技有限公司；CT3型質構儀 美國Brookfield公司；DK-98-1型電熱恒溫水浴鍋 天津泰斯特儀器有限公司。

1.2 方法

1.2.1 椰纖果預處理

將壓縮椰纖果粒用自來水漂洗3～5次脫酸至中性，瀝干后用0.5mol/L NaOH溶液浸泡3h去除雜質至透明，水洗脫堿至中性，瀝干待用。

1.2.2 干燥椰纖果制備工藝及操作要點

工藝路線：原料→預處理→真空滲透處理 →熱風干燥→真空包裝→成品。

CMC溶液制備：將CMC與水混合用攪拌機攪拌1～2min，使CMC充分均勻分散，制成不同質量分數的CMC溶液；真空滲透處理：將預處理后的椰纖果粒按照一定的固液比(g/mL)放入盛有一定質量分數的CMC溶液的燒杯中，100℃水浴30min，待溫度降至40℃左右時將燒杯移至真空干燥箱中，調節真空度滲透處理一定時間；熱風干燥：稱取200g滲透處理后瀝干的椰纖果放入直徑為15cm的培養皿中，均勻鋪平，在不同溫度下干燥至水分含量低于7%即達到終點。

1.3 試驗設計

1.3.1 單因素試驗設計

影響干椰纖果復水的因素主要有干燥溫度、CMC質量分數、浸漬固液比、真空滲透時間等，因此選擇此5因素進行單因素試驗。

干燥溫度：在CMC質量分數0.8%、固液比1:2和真空滲透時間5h條件下，干燥溫度分別選擇45、50、55、60、65、70、75℃，進行單因素試驗；CMC質量分數：在干燥溫度60℃、其他條件不變，CMC質量分數分別選擇0.2%、0.4%、0.6%、0.8%、1.0%、1.2%進行單因素試驗；浸漬固液比：其他條件不變，固液比(g/mL)分別選擇1:1、1:2、1:3、1:4進行單因素試驗；真空滲透時間：其他條件不變，真空滲透時間分別選擇1、2、3、4、5 h進行單因素試驗。

1.3.2 響應面試驗設計

表1 響應面試驗因素與水平Table 1 Factors and their levels for response surface design

根據單因素試驗結果進行響應面試驗，響應面試驗因素水平見表1。

1.4 分析測試

1.4.1 復水比

將干燥后的椰纖果浸泡在200倍質量的沸水中，100℃恒溫水浴10min，瀝干表面的水分后稱量，計算復水比Rf[4]。

1.4.2 質構剖面分析法(texture profile analysis，TPA)

TPA分析是模擬人類牙齒咀嚼食物，對椰纖果進行二次壓縮的機械過程，該過程能夠測定探頭對試樣的壓力以及其他相關質地參數[5]。

硬度：第1次壓縮時的峰值；彈性：第2次壓縮的樣品的高度與第1次壓縮的樣品的高度的比值。TPA試驗質地特征曲線見圖1[6]。測量時，隨機挑取經復水后的椰果粒進行TPA實驗，實驗參數為：樣品尺寸3mm、寬度3mm；深度3mm；目標值2.0mm；測試速度1.0mm/s；循環次數為2次；運行測試參數為1g；夾具為TA-RT-KIT；探頭類型為TA39。每個樣品進行3次平行試驗。

圖1 TPA(兩次咀嚼測試)實驗的質地特征曲線Fig.1 Characteristic curves obtained in TPA tests

2 結果與分析

2.1 單因素試驗

2.1.1 干燥溫度對復水比的影響

圖2 干燥溫度對復水比的影響Fig.2 Effect of drying temperature on rehydration rate of nata de coco

由圖2可知，在相同CMC質量分數、浸漬料液比和真空滲透時間條件下，干椰纖果的復水比隨著干燥溫度的增加先增加后降低，在干燥溫度為60℃下得到最大復水比。這可能是因為在熱風干燥溫度過高時，物料內部細胞和毛細管萎縮變形較大，其恢復到原來狀態的能力就越小，因此復水性能受到影響，物料內部受損。溫度過低時，干燥時間過長，且不易干燥完全[7]。

2.1.2 CMC質量分數對復水比的影響

圖3 CMC質量分數對復水比的影響Fig.3 Effect of CMC concentration on rehydration rate of nata de coco

由圖3可知，在相同的浸漬料液比、浸漬時間和干燥溫度下，干椰纖果的復水比隨著CMC質量分數先上升后下降，并且在CMC質量分數為0.8%時達到最大值。這可能是因為隨著CMC質量分數的增加，單位體積所含CMC越多，吸附在椰纖果內部的CMC也就越多，從而致使復水比的增加，但是隨著CMC質量分數的不斷增加，CMC稠度不斷增加，從而阻止了CMC的進一步吸附和滲透，所以復水比降低。

2.1.3 固液比對復水比的影響

圖4 固液比對復水比的影響Fig.4 Effect of nata de coco/CMC ratio on rehydration rate of nata de coco

由圖4可知，在相同的CMC質量分數、浸漬時間和干燥溫度下，干椰纖果的復水比隨著固液比增加先上升后下降，并且在固液比為1:2時達到最大值。這可能是因為隨著固液比的增加，椰纖果吸附CMC的量也不斷增加，當達到吸附飽和時，由于內外濃度差異，椰纖果開始解吸，外界濃度越小，解吸速度越快[8]。

2.1.4 真空滲透時間對復水比的影響

真空滲透時間對干椰纖果復水比的影響見圖5。由圖5可知，在相同的浸漬固液比、CMC質量分數和干燥溫度下，干椰纖果的復水比隨著真空滲透時間的增加而增加，并且增加速度由快變慢。這可能是因為隨著真空滲透時間的增加，椰纖果吸附CMC的量就越多，但是當真空滲透時間達到5h左右時，椰纖果吸附量幾乎達到飽和，所以隨著時間的增加，復水比增加很少[9]。考慮到時間因素，浸漬時間選擇3、4、5 h較優。

圖5 真空滲透時間對復水比的影響Fig.5 Effect of vacuum infusion time on rehydration rate of nata de coco

2.2 響應面試驗

2.2.1 響應面試驗方案與結果

在單因素試驗的基礎上，應用一個四因素三水平的Box-Behnken組合設計進行干椰纖果制備工藝的優化研究。選擇熱風干燥溫度、CMC質量分數、浸漬固液比和真空滲透時間等因素作為自變量，把終制品的復水比(Y1)、硬度(Y2/g)、彈性(Y3/mm)作為試驗指標。應用SAS軟件對試驗數據進行分析處理，繪制響應曲面圖和求出回歸方程，通過各個影響因素與試驗指標之間的內在關系，確定較優的操作條件[10]。響應面法優化試驗結果見表2。

采用SAS程序對所得數據進行回歸分析，經回歸擬合后，得到回歸模型為：

表2 響應面法優化設計方案和試驗結果Table 2 Experimental design and results for response surface analysis

2.2.2 響應面試驗方差分析

方差分析和參數估計分別見表3～5，響應面分析結果圖見圖6、7。

由于二次回歸正交旋轉組合試驗具有正交性，因此可以直接剔除式(1)(2)(3)中對試驗指標影響不顯著的項[11]，得到：

表3回歸模型方差分析Table 3 Variance analysis of regression equation

表3回歸模型方差分析Table 3 Variance analysis of regression equation

注：*. 影響顯著，P＜0.05；**. 影響極顯著，P＜0.01。下同。

來源 自由度 平方和 均方 F值 P值 顯著性X1 1 4.979408 4.979408 2.067071 0.176073 X2 1 155.0883 155.0883 64.38084 0.0001 **X3 1 13.31413 13.31413 5.527013 0.036649 *X4 1 125.9064 125.9064 52.26674 0.0001 **X12 1 206.6423 206.6423 85.78214 0.0001 **X1X2 1 23.76563 23.76563 9.865676 0.008517 **X1X3 1 0.0169 0.0169 0.007016 0.934629 X1X4 1 1.7689 1.7689 0.734312 0.408276 X22 1 215.7877 215.7877 89.57862 0.0001 **X2X3 1 1.3924 1.3924 0.578018 0.461767 X2X4 1 0.286225 0.286225 0.118819 0.736285 X32 1 69.53663 69.53663 28.86631 0.000167 **X3X4 1 2.2801 2.2801 0.946524 0.349809 X42 1 41.57722 41.57722 17.25969 0.001336 **模型 14 648.3719 46.31228 19.22533 0.0001 **誤差 12 28.90704 2.40892總和 26 677.2789

表4回歸模型方差分析Table 4 Variance analysis of regression equation

表4回歸模型方差分析Table 4 Variance analysis of regression equation

來源 自由度 平方和 均方 F值 P值 顯著性X1 1 0.229633 0.229633 0.025952 0.874698 X2 1 323.7524 323.7524 36.58888 0.0001 **X3 1 57.77241 57.77241 6.529149 0.025222 *X4 1 144.6296 144.6296 16.34532 0.001631 **X12 1 1277.066 1277.066 144.3276 0.0001 **X1X2 1 28.46223 28.46223 3.216658 0.098112 X1X3 1 0 0 0 1 X1X4 1 2.265025 2.265025 0.255982 0.62206 X22 1 1156.076 1156.076 130.6539 0.0001 **X2X3 1 36.06002 36.06002 4.075324 0.066432 X2X4 1 12.28502 12.28502 1.388392 0.261515 X32 1 786.0785 786.0785 88.83866 0.0001 **X3X4 1 56.25 56.25 6.357094 0.026844 *X42 1 190.3502 190.3502 21.51243 0.000572 **模型 14 2664.039 190.2885 21.50546 0.0001 **誤差 12 106.1806 8.848383總和 26 2770.22

表5回歸模型方差分析Table 5 Variance analysis of regression equation

表5回歸模型方差分析Table 5 Variance analysis of regression equation

來源 自由度 平方和 均方 F值 P值 顯著性X1 1 0.0048 0.0048 1.289552 0.278303 X2 1 0.403333 0.403333 108.3582 0.0001 **X3 1 0.020833 0.020833 5.597015 0.035673 *X4 1 0.0192 0.0192 5.158209 0.042348 *X12 1 0.000726 0.000726 0.195025 0.66662 X1X2 1 0.001225 0.001225 0.329104 0.576781 X1X3 1 0.000025 0.000025 0.006716 0.936035 X1X4 1 0.0001 0.0001 0.026866 0.872532 X22 1 0.023115 0.023115 6.20995 0.028329 *X2X3 1 0 0 0 1 X2X4 1 0.000025 0.000025 0.006716 0.936035 X32 1 0.081126 0.081126 21.79502 0.000543 **X3X4 1 0.000625 0.000625 0.16791 0.689196 X42 1 0.006848 0.006848 1.839801 0.199946模型 14 0.557207 0.039801 10.69268 0.000104 **誤差 12 0.044667 0.003722總和 26 0.601874

從表 3 可以看出，X2、X4、X12、X1X2、X22、X32、X42的影響極顯著(P＜0.01)；X3的影響顯著(P＜0.05)。由F值可以看出，以復水比為響應值影響干椰纖果制備工藝的因素從大到小依次為：CMC質量分數＞真空滲透時間＞干燥溫度＞固液比。模型的相關系數為0.9573，調整復相關指數為0.9075。表明該模型擬合程度良好，試驗誤差小。

從表4方差分析中可以看出，X2、X4、X12、X22、X32、X42的影響極顯著(P ＜ 0.01)；X3、X3X4的影響顯著(P＜0.05)。由F值可以看出，以硬度為響應值影響干椰纖果制備工藝因素從大到小依次為：CMC質量分數＞真空滲透時間＞干燥溫度＞固液比。模型的相關系數為0.9617，調整復相關指數為0.9170。表明該模型擬合程度良好，試驗誤差小。

從表5可以看出，X2、X32的影響極顯著(P＜0.01)，X3、X4、X22的影響顯著(P＜0.05)。由F值可以看出，以彈性為響應值影響干椰纖果制備工藝因素從大到小依次為：CMC質量分數＞干燥溫度＞真空滲透時間＞固液比。模型的相關系數為0.9258，調整復相關指數為0.8392。表明該模型擬合程度良好，試驗誤差小。

2.2.3 響應面交互作用分析與優化

圖6 固液比和CMC質量分數交互作用對復水比影響的響應面曲線和等高線圖Fig.6 Response surface and contour plots showing the effect of interaction between solid/liquid ratio and CMC concentration on rehydration rate of Nata

為了進一步研究相關變量之間的交互作用以及確定最優點，繪制響應面曲線圖進行直觀分析。將沒有顯著性影響的自變量設為零，觀察具有顯著性因素間的交互作用[9-10]。

圖6反映了在干燥溫度60℃，真空滲透時間4h的條件下，CMC質量分數和固液比對椰纖果干燥后復水比的響應面曲線。從圖6可以看出，隨著液固比(X1)的提高，所得椰纖果的復水比隨之增大，但當液固比增加至2.074時，復水比隨著液固比的提高而降低。同時，當CMC質量分數(X2)取0.767%～0946%時所得椰纖果的復水比得到最大值。從圖6可以得出，椰纖果干燥的優化條件是：CMC質量分數0.767%～0.946%、固液比1:1.946～1:2.074。

圖7 干燥溫度和真空滲透時間對干椰纖果復水后硬度影響的響應面曲線圖和等高線圖Fig.7 Response surface and contour plots showing the effect of interaction between drying temperature and vacuum infusion time on rehydration rate of Nata

圖7反映了在固液比1:2、CMC質量分數0.8%條件下，干燥溫度和真空滲透時間對椰纖果干燥復水后硬度影響的響應面曲線。從圖7可知，隨著干燥溫度(X3)的提高，所得干椰纖果復水后的硬度就減少，但當溫度達到60.64～60.8℃硬度最小；同時從圖7可以看出，當真空滲透時間取4.222～4.446h所得干椰纖果復水后硬度最小。從圖7可以得出，干椰纖果復水后硬度的優化條件是：干燥溫度達到60.64～60.8℃；真空滲透時間取4.222～4.446h[11]。

要使兩個響應值同時對各個條件分別進行獨立的優化從而達到最優是不能實現的。為了進一步確證最佳點的值，分別對回歸方程取一階偏導數等于零并整理得到[12]：

以復水比為指標的最佳工藝：固液比1:2.038、CMC質量分數0.86%、干燥溫度61.2℃、真空滲透時間4.6h；以硬度為指標的最佳工藝：固液比1:2.018、CMC質量分數0.84%、干燥溫度60.8℃、真空滲透時間4.3h；以彈性為指標的最佳工藝：固液比1:1.720、CMC質量分數1.07%、干燥溫度59.0℃、真空滲透時間4.6h。

對回歸模型進行數學分析，可得到兩個響應值所對應的因素條件，達到最大的復水比，硬度和彈性的因素條件并不完全一致。這說明兩個響應值之間相互制約。考慮各因素對響應值的影響順序選擇最優工藝條件為：固液比1:2、CMC質量分數0.90%、干燥溫度60℃、真空滲透時間4.5h。

2.2.4 驗證實驗

采用上述優化后的工藝條件進行驗證實驗，并對式(4)(5)(6)在不同條件下進行模型正確性的驗證。選取3個不同條件，試驗1、2、3依次為編碼值X1＝X2＝X3＝X4＝0.5，X1＝X2＝X3＝X4＝0.1及X1＝X2＝X3＝X4＝－0.5[13]，試驗4為最優工藝條件：固液比1:2、CMC質量分數0.90%、干燥溫度60℃、真空滲透時間4.5h。結果如表6所示。

表6 驗證實驗結果Table 6 Results of validation experiments

在3個任選條件下得出的驗證結果與理論值擬合均較好，且優化條件下的驗證試驗在95%的置信區間內也很好地符合了預測值。說明采用響應面優化得到的工藝條件參數準確可靠，按照建立的模型進行預測在實踐中是可行的。

3 結 論

影響干椰纖果復水比和影響干椰纖果復水后硬度的因素主次順序依次同為CMC質量分數＞真空滲透時間＞干燥溫度＞固液比；影響干椰纖果復水后彈性的因素主次順序依次為：CMC質量分數＞干燥溫度＞真空滲透時間＞固液比。干椰纖果制備的最優工藝條件為：固液比1:2、CMC質量分數0.90%、干燥溫度60℃、真空滲透時間4.5h。

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Optimization of Preparation Process for Dried Nata De Coco Using Response Surface Methodology

CAI Kun1,2，LONG Ying-jun1，LIU Si-xin1，YU Min-hua1，CHEN Tao1，LI Cong-fa1,*
(1. College of Food Science and Technology, Hainan University, Haikou 570228, China；
2. Tropical Crop Genetic Resources Institute, Chinese Academy of Tropical Agricultural Sciences, Danzhou 571737, China)

The effects of carboxymethyl cellulose sodium (CMC) vacuum infusion and hot-air drying on rehydration properties and texture after rehydration of nata de coco were investigated by one-factor-at-a-time method and response surface methodology.The results indicated that the rehydration rate of dried nata de coco could be improved by CMC vacuum infusion. The main factors that influence rehydration properties were CMC concentration, nata de coco-to-CMC ratio, drying temperature and vacuum infusion time. The optimal processing conditions were nata de coco/0.9% CMC ratio of 1:2 (m/V), vacuum infusion for 4.5 h at -0.08 MPa, and hot-air drying at 60 ℃。

nata de coco；rehydration rate；carboxymethyl cellulose sodium (CMC)；hot-air drying；response surface methodology

TS255.42

A

1002-6630(2012)08-0131-06

2011-12-08

“十一五”國家科技支撐計劃項目(2007BAD76B01)；國家公益性行業(農業)科研專項(200903026-6)

蔡坤(1981—)，女，研究實習員，碩士，研究方向為農產品加工。E-mail：iamcaikun134@sohu.com

*通信作者：李從發(1967—)，男，教授，博士，研究方向為食品發酵、功能食品。E-mail：congfa@vip.163.com