響應面試驗優化低酸水解大豆蛋白生產工藝

鄭姣姣，魏然，李永歌

(保定味群食品科技股份有限公司，河北 保定 071000)

響應面試驗優化低酸水解大豆蛋白生產工藝

鄭姣姣，魏然，李永歌

(保定味群食品科技股份有限公司，河北 保定 071000)

優化了在低酸條件下大豆蛋白的水解工藝，此工藝旨在降低水解蛋白中的氯化鈉含量。以脫脂大豆作為原料，采用鹽酸水解工藝，分析鹽酸濃度、液固比、水解時間、水解溫度對蛋白水解率影響的規律。結果表明：液固比、溫度對蛋白水解率影響主效應顯著，各因素對蛋白水解率影響程度的大小順序為液固比>水解溫度>水解時間>鹽酸濃度。液固比與鹽酸濃度、鹽酸濃度與時間、鹽酸濃度與溫度、溫度與液固比、時間與溫度之間交互作用對水解率的影響均為極顯著。優化得到的大豆蛋白水解工藝為鹽酸濃度14%、液固比2∶1、水解時間31 h、水解溫度105 ℃，在此條件下蛋白水解率為73.6%，所得水解蛋白液中氯化鈉含量約為12.5%，較傳統的水解工藝降低了22%～31%。

脫脂大豆；響應面設計法；水解工藝；蛋白水解率；氯化鈉

酸水解植物蛋白調味液(acid-hydrolyzed vegetable protein seasoning，HVP)是以含有食用植物蛋白脫脂大豆、花生粕、小麥蛋白或玉米蛋白為原料，經鹽酸水解、堿中和制成的液體鮮味調味品[1,2]。HVP生產周期短，含有豐富的氨基酸和小肽類物質，包括人體必需的8種氨基酸，其具有植物清香、清爽的氨基酸香味以及濃郁的類肉湯香氣的食品調味料[3-5]。以往，HVP在調味品行業主要用于醬油和醬腌菜的生產；近年來，隨著食品工業的發展，特別是在方便面、雞精、雞粉、休閑食品、香精香料等食品加工業中，HVP與其產品的需求量越來越大，成為公眾的日常食用調味佳品[6,7]，在食品工業領域中得到廣泛的應用和廣闊的市場前景。

HVP在使用鹽酸作為催化劑、經酸堿中和后，勢必生成較多的氯化鈉(食鹽)。但是，近年來“健康生活從低鹽開始”的理念在國際上受到廣泛關注，國內的營養學家正在倡導低鹽飲食。“低鹽”已經慢慢成為被人們所接受的健康膳食理念[8]。營養學家一直呼吁消費者在飲食中限鹽，以減少鈉的攝入。雖然許多天然食品里都含有鈉成分，但鹽是攝入鈉的最主要來源。目前，國外一些食品企業已經在研究降低食品中的鈉含量。

酸水解過程的控制是HVP生產的重點環節[9,10]。常規酸法水解植物蛋白生產工藝為了達到較高的蛋白水解率，水解所用鹽酸濃度較高，所得水解液中鹽含量往往很高，但在生產實踐中，仍缺乏控制和降低氯化鈉含量的良好工藝[11-13]。本文采用響應面設計法優化了低酸條件下水解大豆蛋白的工藝，旨在保證較高蛋白水解率的前提下，降低水解蛋白液中的氯化鈉含量。

1 材料與方法

1.1 材料與試劑

脫脂大豆(食品級)：金海糧油有限公司；鹽酸(食品級)、液堿(食品級)：濱化集團股份有限公司；純堿(食品級)：山東海化股份有限公司。

1.2 儀器與設備

K-360 BUCHI凱氏定氮儀 上海島通應用科技有限公司；雷磁PHS-3E酸度計 上海儀電科學儀器股份有限公司；SHD-Ⅲ循環水式多用真空泵 保定高新區陽光科教儀器廠；JJ-1精密增力電動攪拌器 常州國華電器有限公司；98-I-B型電子調溫加熱套 天津市泰斯特儀器有限公司；JA51001電子精密天平 上海精天電子儀器有限公司。

1.3 方法

1.3.1 工藝流程

脫脂大豆、鹽酸、水→水解→冷卻→中和→過濾→HVP液[14-16]。

1.3.2 檢測方法

氨基酸態氮(以N計，g/100 g)：參照GB 5009.39-2003；

總氮(以N計，g/100 g)：參照GB 5009.5-2010；

氯化鈉(g/100 g)：參照GB 5009.39-2003。

1.4 蛋白水解率計算

式中：A1為水解液中氨基酸態氮含量，g/100 g；A2為水解液中總氮含量，g/100 g。

1.5 單因素試驗

1.5.1 液固比的確定

選取鹽酸濃度15%、水解時間26 h、水解溫度95 ℃，測定不同液固比1∶1，1.5∶1，2∶1，2.5∶1，3∶1條件下的蛋白水解率，重復試驗3次。

1.5.2 鹽酸濃度的確定

選取液固比2∶1、水解時間26 h、水解溫度95 ℃，測定不同鹽酸濃度12%，15%，17%，20%水平條件下的蛋白水解率，重復試驗3次。

1.5.3 水解時間的確定

選取液固比2∶1、鹽酸濃度15%、水解溫度95 ℃，測定不同水解時間24，26，28，30，32 h水平條件下的蛋白水解率，重復試驗3次。

1.5.4 水解溫度的確定

選取鹽酸濃度15%、液固比2∶1、水解時間30 h，測定不同水解溫度90，95，100，105，110 ℃水平條件下的蛋白水解率，重復試驗3次。

1.6 響應面優化試驗

選取鹽酸濃度、液固比、溫度、時間為考察因子，以蛋白水解率為響應值，利用Design Expert 8.0.6進行Box-Behnken試驗設計，試驗因素水平設計見表1。

表1 Box-Behnken分析因素與水平

1.7 數據處理

采用SPSS 17. 0 統計分析軟件對試驗數據進行分析，試驗結果為3次實驗的平均值。

2 結果與分析

2.1 單因素試驗結果

2.1.1 液固比對蛋白水解率的影響

液固比對蛋白水解率的影響見圖1。

圖1 液固比對蛋白水解率的影響

由圖1可知，當液固比由1∶1增加至2∶1時，蛋白水解率呈顯著增加(P<0.05)，液固比繼續增大，蛋白水解率增加緩慢。可能因為隨著鹽酸用量增大，脫脂大豆中的蛋白質與鹽酸溶液接觸得更加充分，蛋白更易被鹽酸水解，蛋白水解率更高[17,18]。但是達到一定鹽酸溶液量，蛋白已基本完全被水解，再增加鹽酸溶液量，蛋白水解率增加得并不明顯；同時液固比過高，會造成后期水解液成品含鹽量高以及鹽酸溶液的浪費；觀察水解液的狀態，在液固比2∶1生成的水解液氨基酸無明顯的析出，溶液狀態相對穩定。因此，選取液固比2∶1進行下一步實驗。

2.1.2 鹽酸濃度對蛋白水解率的影響

根據氯化鈉生成機理，鹽酸濃度是主要決定的因素之一，從控制蛋白水解液中鹽含量角度出發，在蛋白水解率滿足一定要求條件下，應盡量選擇較低濃度鹽酸[19-21]。鹽酸濃度對蛋白水解率的影響見圖2。

圖2 鹽酸濃度對蛋白水解率的影響

由圖2可知，當鹽酸濃度由12%升至15%，蛋白水解率顯著增加(P<0.05)。鹽酸濃度在15%～20%，隨著鹽酸濃度的提高，蛋白水解率增加程度變化緩慢。因此，選取鹽酸濃度15%進行下一步試驗。

2.1.3 水解時間對蛋白水解率的影響

水解時間對蛋白水解率的影響見圖3。

圖3 水解時間對蛋白水解率的影響

由圖3可知，蛋白水解率隨水解時間延長而不斷增加。在24～30 h內，隨時間增加，蛋白水解率呈現顯著升高(P<0.05)；超過30 h，蛋白水解率增幅減小。水解開始時，隨著時間的延長，蛋白迅速被水解，氨基酸被釋放到溶液中，溶液中氨基酸態氮不斷升高[22]。再延長水解時間，由于蛋白基本完全被水解，因此蛋白水解率不再增加或增加緩慢。因此，水解時間為30 h較為適宜。

2.1.4 水解溫度對蛋白水解率的影響

水解溫度對蛋白水解率的影響見圖4。

圖4 水解溫度對蛋白水解率的影響

由圖4可知，在90～105 ℃范圍內，蛋白水解率隨著溫度的升高而逐漸增大(P<0.05)，水解溫度繼續升高，蛋白水解率略有降低。可能因為隨著水解溫度升高，越來越多的游離氨基酸與原料中少量醛基發生了美拉德反應，反應產物可能會破壞水解液風味，從而降低水解液中游離氨基酸含量。溫度過高，將消耗過多的能量，增加生產成本。

2.2 響應面設計法對蛋白水解條件的優化[23,24]

2.2.1 響應面試驗設計與結果

試驗方案及相應結果見表2。利用Design Expert 8.0.6對表2中試驗數據進行多元回歸擬合，回歸分析結果見表3。

表2 Box-Behnken 試驗設計及結果

表3 回歸方程方差分析

由表3可知，蛋白水解率所建立的回歸模型P<0.01，表明模型的擬合度較好。失擬項P>0.05，表明試驗的誤差較小，未控制因素對結果的干擾很小，擬合不足以被否定，可對回歸模型進一步進行擬合檢驗；R2=0.9868，說明實際情況與該方程擬合良好，正確反映了各因素與蛋白水解率之間的關系。水解溫度、液固比主效應顯著，各因素對蛋白水解率的影響程度大小為X2(液固比)>X4(水解溫度)>X3(水解時間)> X1(鹽酸濃度)，各因素二次項對蛋白水解率均有顯著影響。經過擬合，回歸方程為：

Y=71.06-0.092X1+3.65X2-0.47X3+2.06X4-1.87X1X2-4.60X1X3-0.88X2X3-3.75X2X4+3.48X3X4-3.05X12-3.46X22-6.71X32-0.90X42。

2.2.2 響應面分析

利用Design Expert 8.0.6做不同因素響應面圖，結合方差分析表，鹽酸濃度、水解時間、液固比、水解溫度4個因素及其交互作用對蛋白水解率的影響見圖5～圖10。

圖5 鹽酸濃度與液固比的交互作用對蛋白水解率的影響

圖6 水解時間與鹽酸濃度的交互作用對蛋白水解率的影響

圖7 水解溫度與鹽酸濃度的交互作用對蛋白水解率的影響

圖8 液固比與水解時間的交互作用對蛋白水解率的影響

圖9 水解溫度與水解時間的交互作用對蛋白水解率的影響

圖10 水解溫度與液固比的交互作用對蛋白水解率的影響

由圖5～圖10可知，液固比與鹽酸濃度、水解時間與鹽酸濃度、水解溫度與鹽酸濃度、水解溫度與液固比、水解溫度與時間之間交互作用對蛋白水解率的影響均為極顯著。

2.2.3 工藝條件優化與驗證試驗

利用Design Expert 8.0.6得到模型的極值點坐標，換算得到預測真實值，最終得出蛋白提取率最高的一組如下：鹽酸濃度13.84%、液固比2.05∶1、水解時間30.84 h、水解溫度105 ℃。為了實際操作方便，將水解條件修正為：鹽酸濃度14%、液固比2∶1、水解時間31 h、水解溫度105 ℃，在此條件下做3次重復試驗，實際蛋白水解率為(73.6±0.03)%，與預測值73.3%接近，可以滿足生產的要求，說明試驗優化得到的蛋白水解條件具有實用價值。

在上述水解工藝條件下，對水解產品的氯化鈉含量進行檢測，得到此產品的氯化鈉含量為(12.5±0.02)%，而常規水解工藝為16%～18%。由此可知，此低酸水解工藝使產品中的氯化鈉含量較常規水解工藝降低了22%～31%。

3 結論

液固比、水解溫度對蛋白水解率影響的主效應顯著，各因素對蛋白水解率影響程度的大小順序為：液固比>水解溫度>水解時間>鹽酸濃度。低酸水解大豆蛋白最佳優化工藝條件為：鹽酸濃度14%，液固比2∶1，水解時間31 h，水解溫度105 ℃，蛋白水解率為73.6%，此工藝可滿足水解生產的要求。水解液中氯化鈉含量約為12.5%，比傳統的水解工藝要低很多。

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Response Surface Optimization of Soybean Protein Production Technology with Low Hydrochloric Acid Concentration

ZHENG Jiao-jiao,WEI Ran,LI Yong-ge

(Baoding Waychein Food Science and Technology Co., Ltd., Baoding 071000,China)

Focus on the acid hydrolysis process of soybean protein under the conditions of low concentration of acid, on the purpose of reducing the content of NaCl. Analyze the influence of hydrochloric acid concentration, liquid-solid ratio, hydrolysis time and hydrolysis temperature on protein hydrolysis rate. The results indicate that the main effect of liquid-solid ratio and hydrolysis temperature is significant. The order of the influence on protein hydrolysis rate is liquid-solid ratio，hydrolysis temperature，hydrolysis time and hydrochloric acid concentration. The interaction between liquid-solid ratio and hydrolysis time is not significant. The influence of interaction between other factors on the protein hydrolysis rate is significant. The optimal hydrolysis conditions are hydrochloric acid concentration of 14%，liquid-solid ratio of 2∶1, hydrolysis time of 31 h and hydrolysis temperature of 105 ℃. Under such conditions, the hydrolysis rate of protein is 73.6%. The NaCl content in the hydrolysate is about 12.5%, and it is reduced by 22%～31% compared with the traditional hydrolysis process.

defatted soybean; response surface methodology; hydrolysis process; protein hydrolysis rate; sodium chloride (NaCl)

2016-11-18

鄭姣姣(1979-)，女，河北保定人，助理工程師，碩士，研究方向：調味品。

TS201.1

A

10.3969/j.issn.1000-9973.2017.05.018

1000-9973(2017)05-0084-06