響應(yīng)面分析法優(yōu)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(fā),*

(1.海南大學(xué)食品學(xué)院，海南 ?？?570228；2.中國(guó)熱帶農(nóng)業(yè)科學(xué)院作物品種與資源研究所，海南 儋州 571737)

響應(yīng)面分析法優(yōu)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(fā)1,*

(1.海南大學(xué)食品學(xué)院，海南 ?？?570228；2.中國(guó)熱帶農(nóng)業(yè)科學(xué)院作物品種與資源研究所，海南 儋州 571737)

通過(guò)單因素及響應(yīng)面試驗(yàn)探討羧甲基纖維素鈉(CMC)真空滲透條件和熱風(fēng)干燥條件對(duì)椰纖果的復(fù)水性、復(fù)水后的質(zhì)構(gòu)等的影響。結(jié)果表明：采用CMC真空滲透處理可以改善干椰纖果的復(fù)水比、復(fù)水后的硬度和彈性。影響干椰纖果復(fù)水性質(zhì)的因素主要是CMC質(zhì)量分?jǐn)?shù)、固液比、干燥溫度、真空滲透時(shí)間，干椰纖果制備的最佳工藝條件為：CMC質(zhì)量分?jǐn)?shù)0.90%、固液比1:2、真空滲透時(shí)間4.5h、干燥溫度60℃。

椰纖果；復(fù)水比；羧甲基纖維素鈉；熱風(fēng)干燥；響應(yīng)面

椰纖果(Nata de coco)是一種以椰子水為主要原料，經(jīng)微生物發(fā)酵產(chǎn)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(dá)99%[3]。目前市面上均以含水的椰纖果形式應(yīng)用于食品、化妝品及其他產(chǎn)品中，給貯存運(yùn)輸帶來(lái)不便，并且很大程度上限制了椰纖果的應(yīng)用范圍。椰纖果干燥后結(jié)晶化程度的增加會(huì)導(dǎo)致其復(fù)水能力的降低。干燥的椰纖果不溶于100℃熱水，復(fù)水性差[4]，并且復(fù)水性不會(huì)隨復(fù)水時(shí)間的延長(zhǎng)而增加。為了進(jìn)一步拓展椰纖果的應(yīng)用空間、提高附加值，增強(qiáng)干椰纖果的復(fù)水性具有重大意義[5-6]。

目前對(duì)椰纖果的改性研究主要集中在椰纖果的發(fā)酵生產(chǎn)過(guò)程中[1-2]，尚未見(jiàn)有關(guān)干椰纖果復(fù)水性的研究報(bào)道。研究發(fā)現(xiàn)，采用羧甲基纖維素鈉(carboxymethyl cellulose sodium，CMC)作為椰纖果內(nèi)部結(jié)構(gòu)填充劑，對(duì)椰纖果進(jìn)行結(jié)構(gòu)修飾，可以改善干椰纖果產(chǎn)品的復(fù)水性質(zhì)。影響干椰纖果復(fù)水性質(zhì)的因素主要CMC質(zhì)量分?jǐn)?shù)、固液比、干燥溫度、真空滲透時(shí)間。本實(shí)驗(yàn)以椰纖果的復(fù)水比及復(fù)水后的硬度和彈性作為指標(biāo)，通過(guò)響應(yīng)面試驗(yàn)優(yōu)化熱風(fēng)干燥椰纖果的工藝條件，為工業(yè)化生產(chǎn)提供依據(jù)。

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(xué)試劑廠；羧甲基纖維素鈉(300～800mPa·s，化學(xué)純) 國(guó)藥集團(tuán)化學(xué)試劑有限公司。

DHG-923A型電熱恒溫鼓風(fēng)干燥箱 寧波江南儀器廠；HR2864型飛利浦三合一攪拌機(jī) 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(zhì)構(gòu)儀 美國(guó)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(yù)處理

將壓縮椰纖果粒用自來(lái)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(zhì)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(diǎn)

工藝路線：原料→預(yù)處理→真空滲透處理 →熱風(fēng)干燥→真空包裝→成品。

CMC溶液制備：將CMC與水混合用攪拌機(jī)攪拌1～2min，使CMC充分均勻分散，制成不同質(zhì)量分?jǐn)?shù)的CMC溶液；真空滲透處理：將預(yù)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(zhì)量分?jǐn)?shù)的CMC溶液的燒杯中，100℃水浴30min，待溫度降至40℃左右時(shí)將燒杯移至真空干燥箱中，調(diào)節(jié)真空度滲透處理一定時(shí)間；熱風(fēng)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(yǎng)皿中，均勻鋪平，在不同溫度下干燥至水分含量低于7%即達(dá)到終點(diǎn)。

1.3 試驗(yàn)設(shè)計(jì)

1.3.1 單因素試驗(yàn)設(shè)計(jì)

影響干椰纖果復(fù)水的因素主要有干燥溫度、CMC質(zhì)量分?jǐn)?shù)、浸漬固液比、真空滲透時(shí)間等，因此選擇此5因素進(jìn)行單因素試驗(yàn)。

干燥溫度：在CMC質(zhì)量分?jǐn)?shù)0.8%、固液比1:2和真空滲透時(shí)間5h條件下，干燥溫度分別選擇45、50、55、60、65、70、75℃，進(jìn)行單因素試驗(yàn)；CMC質(zhì)量分?jǐn)?shù)：在干燥溫度60℃、其他條件不變，CMC質(zhì)量分?jǐn)?shù)分別選擇0.2%、0.4%、0.6%、0.8%、1.0%、1.2%進(jìn)行單因素試驗(yàn)；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(jìn)行單因素試驗(yàn)；真空滲透時(shí)間：其他條件不變，真空滲透時(shí)間分別選擇1、2、3、4、5 h進(jìn)行單因素試驗(yàn)。

1.3.2 響應(yīng)面試驗(yàn)設(shè)計(jì)

表1 響應(yīng)面試驗(yàn)因素與水平Table 1 Factors and their levels for response surface design

根據(jù)單因素試驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行響應(yīng)面試驗(yàn)，響應(yīng)面試驗(yàn)因素水平見(jiàn)表1。

1.4 分析測(cè)試

1.4.1 復(fù)水比

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

1.4.2 質(zhì)構(gòu)剖面分析法(texture profile analysis，TPA)

TPA分析是模擬人類牙齒咀嚼食物，對(duì)椰纖果進(jìn)行二次壓縮的機(jī)械過(guò)程，該過(guò)程能夠測(cè)定探頭對(duì)試樣的壓力以及其他相關(guān)質(zhì)地參數(shù)[5]。

硬度：第1次壓縮時(shí)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(yàn)質(zhì)地特征曲線見(jiàn)圖1[6]。測(cè)量時(shí)，隨機(jī)挑取經(jīng)復(fù)水后的椰果粒進(jìn)行TPA實(shí)驗(yàn)，實(shí)驗(yàn)參數(shù)為：樣品尺寸3mm、寬度3mm；深度3mm；目標(biāo)值2.0mm；測(cè)試速度1.0mm/s；循環(huán)次數(shù)為2次；運(yùn)行測(cè)試參數(shù)為1g；夾具為T(mén)A-RT-KIT；探頭類型為T(mén)A39。每個(gè)樣品進(jìn)行3次平行試驗(yàn)。

圖1 TPA(兩次咀嚼測(cè)試)實(shí)驗(yàn)的質(zhì)地特征曲線Fig.1 Characteristic curves obtained in TPA tests

2 結(jié)果與分析

2.1 單因素試驗(yàn)

2.1.1 干燥溫度對(duì)復(fù)水比的影響

圖2 干燥溫度對(duì)復(fù)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(zhì)量分?jǐn)?shù)、浸漬料液比和真空滲透時(shí)間條件下，干椰纖果的復(fù)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(fù)水比。這可能是因?yàn)樵跓犸L(fēng)干燥溫度過(guò)高時(shí)，物料內(nèi)部細(xì)胞和毛細(xì)管萎縮變形較大，其恢復(fù)到原來(lái)狀態(tài)的能力就越小，因此復(fù)水性能受到影響，物料內(nèi)部受損。溫度過(guò)低時(shí)，干燥時(shí)間過(guò)長(zhǎng)，且不易干燥完全[7]。

2.1.2 CMC質(zhì)量分?jǐn)?shù)對(duì)復(fù)水比的影響

圖3 CMC質(zhì)量分?jǐn)?shù)對(duì)復(fù)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(shí)間和干燥溫度下，干椰纖果的復(fù)水比隨著CMC質(zhì)量分?jǐn)?shù)先上升后下降，并且在CMC質(zhì)量分?jǐn)?shù)為0.8%時(shí)達(dá)到最大值。這可能是因?yàn)殡S著CMC質(zhì)量分?jǐn)?shù)的增加，單位體積所含CMC越多，吸附在椰纖果內(nèi)部的CMC也就越多，從而致使復(fù)水比的增加，但是隨著CMC質(zhì)量分?jǐn)?shù)的不斷增加，CMC稠度不斷增加，從而阻止了CMC的進(jìn)一步吸附和滲透，所以復(fù)水比降低。

2.1.3 固液比對(duì)復(fù)水比的影響

圖4 固液比對(duì)復(fù)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(zhì)量分?jǐn)?shù)、浸漬時(shí)間和干燥溫度下，干椰纖果的復(fù)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(shí)達(dá)到最大值。這可能是因?yàn)殡S著固液比的增加，椰纖果吸附CMC的量也不斷增加，當(dāng)達(dá)到吸附飽和時(shí)，由于內(nèi)外濃度差異，椰纖果開(kāi)始解吸，外界濃度越小，解吸速度越快[8]。

2.1.4 真空滲透時(shí)間對(duì)復(fù)水比的影響

真空滲透時(shí)間對(duì)干椰纖果復(fù)水比的影響見(jiàn)圖5。由圖5可知，在相同的浸漬固液比、CMC質(zhì)量分?jǐn)?shù)和干燥溫度下，干椰纖果的復(fù)水比隨著真空滲透時(shí)間的增加而增加，并且增加速度由快變慢。這可能是因?yàn)殡S著真空滲透時(shí)間的增加，椰纖果吸附CMC的量就越多，但是當(dāng)真空滲透時(shí)間達(dá)到5h左右時(shí)，椰纖果吸附量幾乎達(dá)到飽和，所以隨著時(shí)間的增加，復(fù)水比增加很少[9]?？紤]到時(shí)間因素，浸漬時(shí)間選擇3、4、5 h較優(yōu)。

圖5 真空滲透時(shí)間對(duì)復(fù)水比的影響Fig.5 Effect of vacuum infusion time on rehydration rate of nata de coco

2.2 響應(yīng)面試驗(yàn)

2.2.1 響應(yīng)面試驗(yàn)方案與結(jié)果

在單因素試驗(yàn)的基礎(chǔ)上，應(yīng)用一個(gè)四因素三水平的Box-Behnken組合設(shè)計(jì)進(jìn)行干椰纖果制備工藝的優(yōu)化研究。選擇熱風(fēng)干燥溫度、CMC質(zhì)量分?jǐn)?shù)、浸漬固液比和真空滲透時(shí)間等因素作為自變量，把終制品的復(fù)水比(Y1)、硬度(Y2/g)、彈性(Y3/mm)作為試驗(yàn)指標(biāo)。應(yīng)用SAS軟件對(duì)試驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析處理，繪制響應(yīng)曲面圖和求出回歸方程，通過(guò)各個(gè)影響因素與試驗(yàn)指標(biāo)之間的內(nèi)在關(guān)系，確定較優(yōu)的操作條件[10]。響應(yīng)面法優(yōu)化試驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。

采用SAS程序?qū)λ脭?shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，經(jīng)回歸擬合后，得到回歸模型為：

表2 響應(yīng)面法優(yōu)化設(shè)計(jì)方案和試驗(yàn)結(jié)果Table 2 Experimental design and results for response surface analysis

2.2.2 響應(yīng)面試驗(yàn)方差分析

方差分析和參數(shù)估計(jì)分別見(jiàn)表3～5，響應(yīng)面分析結(jié)果圖見(jiàn)圖6、7。

由于二次回歸正交旋轉(zhuǎn)組合試驗(yàn)具有正交性，因此可以直接剔除式(1)(2)(3)中對(duì)試驗(yàn)指標(biāo)影響不顯著的項(xiàng)[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(lái)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(lái)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(lái)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(fù)水比為響應(yīng)值影響干椰纖果制備工藝的因素從大到小依次為：CMC質(zhì)量分?jǐn)?shù)＞真空滲透時(shí)間＞干燥溫度＞固液比。模型的相關(guān)系數(shù)為0.9573，調(diào)整復(fù)相關(guān)指數(shù)為0.9075。表明該模型擬合程度良好，試驗(yàn)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(yīng)值影響干椰纖果制備工藝因素從大到小依次為：CMC質(zhì)量分?jǐn)?shù)＞真空滲透時(shí)間＞干燥溫度＞固液比。模型的相關(guān)系數(shù)為0.9617，調(diào)整復(fù)相關(guān)指數(shù)為0.9170。表明該模型擬合程度良好，試驗(yàn)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(yīng)值影響干椰纖果制備工藝因素從大到小依次為：CMC質(zhì)量分?jǐn)?shù)＞干燥溫度＞真空滲透時(shí)間＞固液比。模型的相關(guān)系數(shù)為0.9258，調(diào)整復(fù)相關(guān)指數(shù)為0.8392。表明該模型擬合程度良好，試驗(yàn)誤差小。

2.2.3 響應(yīng)面交互作用分析與優(yōu)化

圖6 固液比和CMC質(zhì)量分?jǐn)?shù)交互作用對(duì)復(fù)水比影響的響應(yīng)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(jìn)一步研究相關(guān)變量之間的交互作用以及確定最優(yōu)點(diǎn)，繪制響應(yīng)面曲線圖進(jìn)行直觀分析。將沒(méi)有顯著性影響的自變量設(shè)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(shí)間4h的條件下，CMC質(zhì)量分?jǐn)?shù)和固液比對(duì)椰纖果干燥后復(fù)水比的響應(yīng)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(fù)水比隨之增大，但當(dāng)液固比增加至2.074時(shí)，復(fù)水比隨著液固比的提高而降低。同時(shí)，當(dāng)CMC質(zhì)量分?jǐn)?shù)(X2)取0.767%～0946%時(shí)所得椰纖果的復(fù)水比得到最大值。從圖6可以得出，椰纖果干燥的優(yōu)化條件是：CMC質(zhì)量分?jǐn)?shù)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(shí)間對(duì)干椰纖果復(fù)水后硬度影響的響應(yīng)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(zhì)量分?jǐn)?shù)0.8%條件下，干燥溫度和真空滲透時(shí)間對(duì)椰纖果干燥復(fù)水后硬度影響的響應(yīng)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(fù)水后的硬度就減少，但當(dāng)溫度達(dá)到60.64～60.8℃硬度最小；同時(shí)從圖7可以看出，當(dāng)真空滲透時(shí)間取4.222～4.446h所得干椰纖果復(fù)水后硬度最小。從圖7可以得出，干椰纖果復(fù)水后硬度的優(yōu)化條件是：干燥溫度達(dá)到60.64～60.8℃；真空滲透時(shí)間取4.222～4.446h[11]。

要使兩個(gè)響應(yīng)值同時(shí)對(duì)各個(gè)條件分別進(jìn)行獨(dú)立的優(yōu)化從而達(dá)到最優(yōu)是不能實(shí)現(xiàn)的。為了進(jìn)一步確證最佳點(diǎn)的值，分別對(duì)回歸方程取一階偏導(dǎo)數(shù)等于零并整理得到[12]：

以復(fù)水比為指標(biāo)的最佳工藝：固液比1:2.038、CMC質(zhì)量分?jǐn)?shù)0.86%、干燥溫度61.2℃、真空滲透時(shí)間4.6h；以硬度為指標(biāo)的最佳工藝：固液比1:2.018、CMC質(zhì)量分?jǐn)?shù)0.84%、干燥溫度60.8℃、真空滲透時(shí)間4.3h；以彈性為指標(biāo)的最佳工藝：固液比1:1.720、CMC質(zhì)量分?jǐn)?shù)1.07%、干燥溫度59.0℃、真空滲透時(shí)間4.6h。

對(duì)回歸模型進(jìn)行數(shù)學(xué)分析，可得到兩個(gè)響應(yīng)值所對(duì)應(yīng)的因素條件，達(dá)到最大的復(fù)水比，硬度和彈性的因素條件并不完全一致。這說(shuō)明兩個(gè)響應(yīng)值之間相互制約?？紤]各因素對(duì)響應(yīng)值的影響順序選擇最優(yōu)工藝條件為：固液比1:2、CMC質(zhì)量分?jǐn)?shù)0.90%、干燥溫度60℃、真空滲透時(shí)間4.5h。

2.2.4 驗(yàn)證實(shí)驗(yàn)

采用上述優(yōu)化后的工藝條件進(jìn)行驗(yàn)證實(shí)驗(yàn)，并對(duì)式(4)(5)(6)在不同條件下進(jìn)行模型正確性的驗(yàn)證。選取3個(gè)不同條件，試驗(yàn)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(yàn)4為最優(yōu)工藝條件：固液比1:2、CMC質(zhì)量分?jǐn)?shù)0.90%、干燥溫度60℃、真空滲透時(shí)間4.5h。結(jié)果如表6所示。

表6 驗(yàn)證實(shí)驗(yàn)結(jié)果Table 6 Results of validation experiments

在3個(gè)任選條件下得出的驗(yàn)證結(jié)果與理論值擬合均較好，且優(yōu)化條件下的驗(yàn)證試驗(yàn)在95%的置信區(qū)間內(nèi)也很好地符合了預(yù)測(cè)值。說(shuō)明采用響應(yīng)面優(yōu)化得到的工藝條件參數(shù)準(zhǔn)確可靠，按照建立的模型進(jìn)行預(yù)測(cè)在實(shí)踐中是可行的。

3 結(jié) 論

影響干椰纖果復(fù)水比和影響干椰纖果復(fù)水后硬度的因素主次順序依次同為CMC質(zhì)量分?jǐn)?shù)＞真空滲透時(shí)間＞干燥溫度＞固液比；影響干椰纖果復(fù)水后彈性的因素主次順序依次為：CMC質(zhì)量分?jǐn)?shù)＞干燥溫度＞真空滲透時(shí)間＞固液比。干椰纖果制備的最優(yōu)工藝條件為：固液比1:2、CMC質(zhì)量分?jǐn)?shù)0.90%、干燥溫度60℃、真空滲透時(shí)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(guó)家科技支撐計(jì)劃項(xiàng)目(2007BAD76B01)；國(guó)家公益性行業(yè)(農(nóng)業(yè))科研專項(xiàng)(200903026-6)

蔡坤(1981—)，女，研究實(shí)習(xí)員，碩士，研究方向?yàn)檗r(nóng)產(chǎn)品加工。E-mail：iamcaikun134@sohu.com

*通信作者：李從發(fā)(1967—)，男，教授，博士，研究方向?yàn)槭称钒l(fā)酵、功能食品。E-mail：congfa@vip.163.com