姚英政,董 玲,付成平,黎 劍,朱 宇

(四川省農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)產(chǎn)品加工研究所,四川成都 610066)

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甜玉米浸泡工藝優(yōu)化及營養(yǎng)品質(zhì)評(píng)價(jià)

姚英政,董 玲,付成平,黎 劍,朱 宇*

(四川省農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)產(chǎn)品加工研究所,四川成都 610066)

為了提高甜玉米的發(fā)芽率,通過單因素實(shí)驗(yàn)和響應(yīng)面實(shí)驗(yàn)對(duì)其浸泡工藝進(jìn)行了優(yōu)化,得到最佳工藝條件為:浸泡溫度23.9℃,浸泡時(shí)間24h,浸泡料液比1∶6.3,發(fā)芽率理論值為53.16%,驗(yàn)證實(shí)驗(yàn)發(fā)芽率為52.60%±2.07%,與理論值相近,因此利用響應(yīng)面法優(yōu)化甜玉米浸泡工藝是可行的。為了研究浸泡、發(fā)芽加工處理對(duì)甜玉米營養(yǎng)品質(zhì)的影響,在最佳浸泡條件下,對(duì)未處理、浸泡后、發(fā)芽和未發(fā)芽甜玉米的10個(gè)營養(yǎng)指標(biāo)進(jìn)行了檢測,并運(yùn)用主成分分析法對(duì)4組不同處理的樣品進(jìn)行了營養(yǎng)品質(zhì)評(píng)價(jià),按評(píng)價(jià)結(jié)果從好到差排序依次為:發(fā)芽組、未發(fā)芽組、浸泡組、未處理組。因此,浸泡和發(fā)芽的加工處理可以提高甜玉米的營養(yǎng)品質(zhì),這對(duì)甜玉米生產(chǎn)加工具有實(shí)際指導(dǎo)意義。

甜玉米,發(fā)芽率,響應(yīng)面法,主成分分析

玉米是世界主要糧食作物之一,并廣泛應(yīng)用于動(dòng)物飼料領(lǐng)域。2010年全世界玉米產(chǎn)量接近8億t[1],而2012年中國玉米產(chǎn)量已經(jīng)超過2億t[2]。與普通玉米相比,甜玉米因其良好的口感和豐富的營養(yǎng)而廣受人們喜愛。研究表明,甜玉米中總氨基酸和必需氨基酸含量比普通玉米和糯玉米都有所提高[3]。黑甜玉米與普通玉米相比,蛋白質(zhì)、脂肪和還原糖含量較高,而淀粉和纖維素含量較低,鉀、鈣、鐵、鋅等礦物質(zhì)元素含量則遠(yuǎn)高于普通玉米[4]。但國內(nèi)甜玉米主要用于鮮食,應(yīng)用于生產(chǎn)加工的則十分罕見。

發(fā)芽技術(shù)具有成本低、速度快、無污染、營養(yǎng)好等特點(diǎn)。近年來,發(fā)芽食品已漸漸成為國內(nèi)外新的研究熱點(diǎn)。國外對(duì)發(fā)芽后的豆谷類作物進(jìn)行了較為深入的研究。發(fā)芽處理對(duì)谷物中的抗氧化成分、維生素、礦物質(zhì)和膳食纖維等有益物質(zhì)存在廣泛影響[5]。Bandeira等[1]發(fā)現(xiàn)甜玉米發(fā)芽后生物活性胺含量大幅提升。Klose和Arendt[6]的研究發(fā)現(xiàn),燕麥發(fā)芽過程中,色氨酸、賴氨酸等人體必需氨基酸含量提高,增加了營養(yǎng)價(jià)值。Agu等[7]對(duì)水稻和蕎麥的發(fā)芽過程做了研究,結(jié)果表明發(fā)芽溫度的變化不會(huì)對(duì)兩種谷物中氨基酸和還原糖的釋放產(chǎn)生不利影響。Benítez等[8]對(duì)豇豆、黎豆、刀豆和扁豆進(jìn)行發(fā)芽,發(fā)現(xiàn)發(fā)芽可以促進(jìn)抗性淀粉降解,提高膳食纖維和總糖含量,并可改善四種豆類的面粉特性。國外還報(bào)道了利用發(fā)芽谷物生產(chǎn)面粉、面包和釀造啤酒的研究[9-10]。

近年來,國內(nèi)發(fā)芽食品產(chǎn)業(yè)才剛剛起步,見諸于市場的產(chǎn)品大多為豆芽、菜芽、花生芽等鮮食產(chǎn)品。國內(nèi)學(xué)者對(duì)谷物類研究較多的為發(fā)芽糙米[11-12],而少見發(fā)芽玉米[13]的研究。如何加快發(fā)展玉米加工產(chǎn)業(yè),提升其營養(yǎng)價(jià)值和經(jīng)濟(jì)價(jià)值,成為當(dāng)前亟待解決的問題之一。本研究以甜玉米為原料,對(duì)其浸泡工藝進(jìn)行優(yōu)化,并比較不同處理前后甜玉米營養(yǎng)品質(zhì)變化,為甜玉米發(fā)芽技術(shù)及其實(shí)際生產(chǎn)提供理論支撐。

1 材料與方法

1.1 材料與儀器

甜玉米 福甜18號(hào),購自廣州市綠霸種苗有限公司；瓊脂粉(生化試劑) 成都市科龍化工試劑廠。

LRHS-150-Ⅱ恒溫恒濕培養(yǎng)箱 上海躍進(jìn)醫(yī)療器械。

1.2 實(shí)驗(yàn)方法

1.2.1 浸泡與發(fā)芽方法 稱取甜玉米20.00g于250mL燒杯中,加入一定量自來水,用保鮮膜封口后置于恒溫恒濕培養(yǎng)箱中浸泡。配制質(zhì)量分?jǐn)?shù)為0.50%的瓊脂溶液,趁熱倒入直徑為15cm的培養(yǎng)皿中,冷卻后備用。倒去浸泡液,將浸泡好的甜玉米用清水沖洗干凈后,玉米胚朝上均勻擺放于冷卻后的瓊脂培養(yǎng)基上,每皿50粒,置于恒溫恒濕培養(yǎng)箱中發(fā)芽。發(fā)芽溫度為30℃,相對(duì)濕度75%,發(fā)芽48h后計(jì)算發(fā)芽率,發(fā)芽標(biāo)準(zhǔn)為種子露白。

1.2.2 單因素實(shí)驗(yàn) 以甜玉米發(fā)芽率為指標(biāo),設(shè)定料液比1∶4、浸泡溫度25℃、浸泡時(shí)間24h,固定其他條件分別考察浸泡溫度(20、25、30、35℃)、浸泡時(shí)間(16、24、32、40h)、浸泡料液比(1∶4、1∶6、1∶8、1∶10)對(duì)發(fā)芽率的影響。每組實(shí)驗(yàn)至少做3次重復(fù)。

1.2.3 響應(yīng)面實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì) 根據(jù)單因素實(shí)驗(yàn)結(jié)果確定因素水平范圍,依據(jù)中心組合設(shè)計(jì)原理,以浸泡溫度、浸泡時(shí)間、浸泡料液比3個(gè)因素為自變量,發(fā)芽率為響應(yīng)值,設(shè)計(jì)3因素3水平共15個(gè)實(shí)驗(yàn)點(diǎn)的響應(yīng)面實(shí)驗(yàn),其中12個(gè)為析因?qū)嶒?yàn),3個(gè)為中心實(shí)驗(yàn),其因素水平分析選取見表1[14]。

表1 響應(yīng)面因素水平編碼Table1 Independent variables and their coded levels used in response surface analysis

1.2.4 營養(yǎng)指標(biāo)檢測 將最佳浸泡條件下浸泡后并在固定條件下發(fā)芽得到的甜玉米分為發(fā)芽組和未發(fā)芽組,連同未處理的甜玉米及浸泡后的甜玉米,共分為四組,分別對(duì)每組樣品中粗蛋白、粗淀粉、粗纖維、粗脂肪、總糖、VC、VB1、VB2、VE、Ca的含量進(jìn)行檢測,檢測方法參考國家標(biāo)準(zhǔn)[15-22]及相應(yīng)文獻(xiàn)[23-24]。每組樣品的上述10個(gè)營養(yǎng)指標(biāo)分別重復(fù)檢測2次,取平均值。

1.3 統(tǒng)計(jì)與分析

文中數(shù)據(jù)采用Microsoft Excel 2003、Origin 8.0、Minitab 15和SAS V8進(jìn)行處理。

2 結(jié)果與分析

2.1 單因素實(shí)驗(yàn)結(jié)果與分析

2.1.1 浸泡溫度對(duì)發(fā)芽率的影響 由圖1可知,浸泡溫度對(duì)甜玉米的發(fā)芽率有較大影響。經(jīng)Duncan檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn),當(dāng)浸泡溫度在20～30℃之間時(shí),甜玉米的發(fā)芽率沒有顯著性差異(p>0.05)；而當(dāng)浸泡溫度為35℃時(shí),發(fā)芽率顯著降低(p<0.05)。原因可能是甜玉米中的酶系在浸泡溫度為20～30℃之間時(shí),其活性更易被激發(fā),而超過35℃浸泡,可能對(duì)酶活力產(chǎn)生抑制作用?？紤]到越接近室溫,所用能源越少,故選取25℃為最佳浸泡溫度,并進(jìn)行后續(xù)實(shí)驗(yàn)。

圖1 浸泡溫度對(duì)發(fā)芽率的影響Fig.1 Effect of soaking temperature on germination rate

圖2 浸泡時(shí)間對(duì)發(fā)芽率的影響Fig.2 Effect of soaking time on germination rate

2.1.2 浸泡時(shí)間對(duì)發(fā)芽率的影響 由圖2可知,浸泡時(shí)間對(duì)甜玉米發(fā)芽率有一定影響。經(jīng)Duncan檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn),浸泡16、24、32和40h之間無顯著性差異(p>0.05)；單因素方差分析發(fā)現(xiàn),浸泡16h和24h的發(fā)芽率在0.05水平上沒有顯著性差異,但在0.1水平上差異顯著。原因可能是浸泡時(shí)間較短,甜玉米種子沒有充分溶脹,酶活力未完全激發(fā),導(dǎo)致發(fā)芽率不足。為盡可能提高甜玉米的發(fā)芽率,選取24h為最佳浸泡時(shí)間進(jìn)行后續(xù)實(shí)驗(yàn)。

2.1.3 料液比對(duì)發(fā)芽率的影響 由圖3可知,浸泡料液比對(duì)甜玉米發(fā)芽率有較大影響。經(jīng)Duncan檢驗(yàn),將各浸泡料液比分成了兩組(第一組1∶4、1∶8、1∶10,第二組1∶6、1∶8、1∶10),各組間差異性顯著(p<0.05),組內(nèi)無顯著性差異(p>0.05),且第二組發(fā)芽率高于第一組。單因素方差分析發(fā)現(xiàn),浸泡料液比1∶6的發(fā)芽率顯著高于1∶4(p<0.05)。原因可能是料液比較低時(shí),甜玉米種子吸水不充分或含氧量不足,影響種子的呼吸作用,酶系未被充分激活,導(dǎo)致發(fā)芽率較低[25],而繼續(xù)增加水量對(duì)發(fā)芽率影響不大。故選取1∶6為最佳浸泡料液比。

圖3 料液比對(duì)發(fā)芽率的影響Fig.3 Effect of solid-liquid ratio on germination rate

2.2 響應(yīng)面法浸泡條件的優(yōu)化

2.2.1 響應(yīng)面實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)及結(jié)果 按表2進(jìn)行實(shí)驗(yàn),并對(duì)響應(yīng)面實(shí)驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行多元二次回歸分析,可得回歸方程:Y=53.00 -0.50X1+0.38X2+1.38X3-1.25X12-3.50X22-4.50X32+0.75X1X2-0.25X1X3-1.50X2X3。

表2 響應(yīng)面設(shè)計(jì)及響應(yīng)值Table2 Experimental design and resultsfor response surface analysis

表3方差分析表明,對(duì)發(fā)芽率所建立的回歸模型極顯著(p<0.01),在實(shí)驗(yàn)范圍內(nèi),浸泡溫度和浸泡時(shí)間對(duì)甜玉米發(fā)芽率沒有顯著性影響,而浸泡料液比對(duì)發(fā)芽率有顯著性影響。決定系數(shù)R2=0.9745,說明該模型能夠解釋97.45%的變化,失擬項(xiàng)p=0.68>0.05,因此回歸模型適合,不需對(duì)回歸議程調(diào)整,可用此模型對(duì)發(fā)芽率進(jìn)行分析預(yù)測。

表3 回歸模型的方差分析Table3 Analysis of variance for the fitted regression model

由表4可知,回歸模型的一次項(xiàng)X1、二次項(xiàng)X12、X22、X32和交互項(xiàng)X2X3顯著(p<0.05),而X1、X2、X1X2和X1X3不顯著(p>0.05),說明浸泡條件和發(fā)芽率之間不是簡單的線性關(guān)系。剔除不顯著項(xiàng)之后,得到回歸方程:Y=53.00+1.38X3-1.25X12-3.50X22-4.50X32-1.50X2X3。

表4 回歸方程系數(shù)及其顯著性檢驗(yàn)Table4 Regression coefficients andsignificance test for regression equation

圖4 各因素交互作用對(duì)發(fā)芽率的響應(yīng)面圖Fig.4 Response surface plots for the effect of parameters on germination rate

2.2.2 各因素之間的交互作用 由圖4可知,發(fā)芽率(Y)隨浸泡溫度(X1)先上升后下降,但總的說來,其變化較為平緩；而隨著浸泡時(shí)間(X2)的延長,發(fā)芽率逐漸升高,某一點(diǎn)后又開始下降,且浸泡溫度在低、中、高三個(gè)水平上,發(fā)芽率隨浸泡時(shí)間的變化規(guī)律都較一致。同樣,浸泡溫度在低、中、高三個(gè)水平上時(shí),發(fā)芽率隨浸泡料液比(X3)的變化規(guī)律也較為一致,即都呈現(xiàn)先升高后降低的趨勢。浸泡時(shí)間與料液比的交互作用更加顯著,當(dāng)浸泡時(shí)間在不同水平上時(shí),發(fā)芽率都隨料液比水平先上升后下降；當(dāng)料液比在不同水平上時(shí),發(fā)芽率都隨浸泡時(shí)間延長先上升后下降。

綜上所述,可知浸泡溫度、浸泡時(shí)間和料液比都應(yīng)選取中間水平的某個(gè)值,才能讓發(fā)芽率保持在較高水平。利用回歸方程分別對(duì)X1、X2、X3進(jìn)行求一階偏導(dǎo),令導(dǎo)數(shù)等于0,系統(tǒng)計(jì)算得到最佳點(diǎn):X1=-0.21,X2=0.00,X3=0.15,Y=53.16%。即最佳浸泡條件為浸泡溫度23.9℃,浸泡時(shí)間24h,浸泡料液比1∶6.3,在此條件下,發(fā)芽率的理論值為53.16%。此結(jié)果驗(yàn)證了由圖4得出的假設(shè)是合理的。為檢驗(yàn)該最佳沖泡條件的可靠性,采用上述響應(yīng)面優(yōu)化結(jié)果進(jìn)行了5次驗(yàn)證實(shí)驗(yàn),發(fā)芽率為52.60%±2.07%,與模型值53.16%相近,因此利用響應(yīng)面法優(yōu)化甜玉米浸泡工藝是可行的。

表6 各主成分的特征向量(e)、特征值及貢獻(xiàn)率Table6 Eigenvector(e),eigenvalue and proportion of each principal component

2.3 甜玉米營養(yǎng)品質(zhì)評(píng)價(jià)結(jié)果與分析

對(duì)四組樣品進(jìn)行營養(yǎng)指標(biāo)檢測,其標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)如表5所示。

通過對(duì)10個(gè)指標(biāo)的主成分分析,得到了10個(gè)主成分的特征值及其方差貢獻(xiàn)率。前3個(gè)主成分的累計(jì)貢獻(xiàn)率已經(jīng)達(dá)到了100.00%,反映了所有指標(biāo)包含的全部信息[26]。入選主成分的特征向量、特征值及貢獻(xiàn)率如表6所示。

Fi=A1e1+A2e2+…+A10e10,其中Fi表示第i主成分；

F=λ1F1+λ2F2+λ3F3,其中λ為各主成分的貢獻(xiàn)率。

表5 標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)Table5 Standardized data

由以上公式計(jì)算得到4組樣品的主成分綜合得分F,見表7。

表7 綜合評(píng)分及排序Table7 Comprehensive scoring and sorting

由表6可知,第一主成分中e2、e4、e6、e7、e8和e10均為正值,說明第一主成分越大,與其對(duì)應(yīng)的粗脂肪、VC、VB2、VE、Ca和總糖含量越高,而e1、e3、e5和e9均為負(fù)值,說明第一主成分越大,與其對(duì)應(yīng)的粗纖維、粗淀粉、VB1和粗蛋白含量越低。e值的絕對(duì)值越大,說明與其對(duì)應(yīng)的檢測指標(biāo)對(duì)第一主成分的影響程度越大,即選取第一主成分為評(píng)價(jià)指標(biāo)時(shí),其主要反映e值絕對(duì)值較大的指標(biāo)的情況。例如,選取第一主成分為評(píng)價(jià)指標(biāo),則F1值越大,主要體現(xiàn)了VC和總糖含量越高,粗淀粉含量越低。由表7可知,發(fā)芽組的F1值最大,即VC和總糖含量最高,粗淀粉含量最低,這說明發(fā)芽處理對(duì)提高甜玉米淀粉的分解率起到一定作用,另外還可增加其VC含量。同樣的,浸泡組的F2值最大,主要反映了其粗纖維、粗脂肪和粗蛋白的含量較高,而VB1含量較低；未發(fā)芽組的F3值最大,主要反映了其VB1和VE含量較高,VB2含量較低。

綜合得分F值則體現(xiàn)了樣品10個(gè)營養(yǎng)指標(biāo)綜合反映的營養(yǎng)品質(zhì)。按表7中的得分高低排序可知,經(jīng)浸泡發(fā)芽處理后,發(fā)芽組的營養(yǎng)品質(zhì)最好,接下來依次是未發(fā)芽組、浸泡組和未處理組。因此,在本實(shí)驗(yàn)條件下對(duì)甜玉米進(jìn)行浸泡發(fā)芽處理,可以提高其營養(yǎng)品質(zhì),即使是未發(fā)芽的樣品,其營養(yǎng)品質(zhì)也比不經(jīng)過處理的樣品要好。

3 結(jié)論

以甜玉米發(fā)芽率為指標(biāo),通過單因素實(shí)驗(yàn)和響應(yīng)面實(shí)驗(yàn)對(duì)甜玉米的浸泡工藝進(jìn)行了優(yōu)化,得到的最佳工藝條件為:浸泡溫度23.9℃,浸泡時(shí)間24h,浸泡料液比1∶6.3。在此條件下,發(fā)芽率的理論值為53.16%,驗(yàn)證實(shí)驗(yàn)發(fā)芽率為52.60%±2.07%,與理論值相近,因此利用響應(yīng)面法優(yōu)化甜玉米浸泡工藝是可行的。

對(duì)未處理、浸泡后、發(fā)芽和未發(fā)芽甜玉米的10個(gè)營養(yǎng)指標(biāo)進(jìn)行檢測,并運(yùn)用主成分分析法對(duì)4組不同處理的樣品進(jìn)行營養(yǎng)品質(zhì)評(píng)價(jià),按綜合得分F值從高到低排序依次為:發(fā)芽組、未發(fā)芽組、浸泡組、未處理組,結(jié)果表明針對(duì)檢測的10個(gè)營養(yǎng)指標(biāo),經(jīng)浸泡發(fā)芽處理的樣品比未處理樣品營養(yǎng)品質(zhì)更好,而發(fā)芽組比未發(fā)芽組的營養(yǎng)品質(zhì)更好。

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Optimization for soaking process of sweet corn and nutritional quality evaluation

YAO Ying-zheng,DONG Ling,FU Cheng-ping,LI Jian,ZHU Yu*

(Institute of Agro-products Processing Science and Technology,Sichuan Academy of Agricultural Sciences,Chengdu 610066,China)

For the purpose of improving germination rate of sweet corn,soaking process had been optimized using single factor experiments and response surface methodology. The optimum conditions were:soaking temperature 23.9℃,soaking time of 24h and soaking liquid ratio 1∶6.3. In these conditions,theoretical value of germination rate was 53.16%,which was similar to verification experiments 52.60%±2.07%. Thus response surface methodology was feasible for optimizing sweet corn soaking process. In order to study the effect of soaking and germinating processing on overall quality of sweet corn,10 nutritional indexes of untreated,soaked,ungerminated and germinated sweet corn were detected under the optimum soaking conditions. Principal component analysis was used to evaluate the nutritional qualities of four groups. According to the evaluation results,the order from good to bad was:germinated group,ungerminated group,soaked group and untreated group. It is considered that,soaking and germinating processing can improve the nutritional quality of sweet corn,which has practical significance for sweet corn production and processing.

sweet corn;germination rate;response surface methodology;principal component analysis

2014-07-08

姚英政(1984-)，男，碩士，助理研究員，研究方向：糧油加工。

*通訊作者:朱宇(1969-)，男，碩士，副研究員，研究方向：農(nóng)產(chǎn)品加工。

四川省財(cái)政基因工程專項(xiàng)資金項(xiàng)目(2011JYGC12-036)；四川省財(cái)政創(chuàng)新能力提升工程青年基金項(xiàng)目(2012QNJJ-025)；四川省科技支撐計(jì)劃項(xiàng)目(2014GZ0177)。

TS213.4

A

:1002-0306(2015)09-0124-05

10.13386/j.issn1002-0306.2015.09.018