唐　輝,李夢雨,陳文學(xué),胡月英

(1.海南大學(xué)食品學(xué)院,海南?？凇?70228;2.海南大學(xué)材料與化工學(xué)院,海南海口　570228)

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番木瓜果漿微波輔助泡沫干燥過程中營養(yǎng)成分降解模型

唐輝1,李夢雨1,陳文學(xué)1,胡月英2,*

(1.海南大學(xué)食品學(xué)院,海南海口570228;2.海南大學(xué)材料與化工學(xué)院,海南海口570228)

在前期的番木瓜果漿微波輔助泡沫干燥工藝基礎(chǔ)之上,探究果漿在微波輔助干燥過程中主要物質(zhì)的含量變化規(guī)律。探究了不同微波功率下水分含量變化規(guī)律和營養(yǎng)物質(zhì)含量變化規(guī)律,并對所得的動力學(xué)方程進(jìn)行驗(yàn)證。研究結(jié)果表明:在水分含量模型中Page方程模型預(yù)測值與實(shí)驗(yàn)值擬合度最高,R2為0.9884;在維生素C含量模型中零級反應(yīng)模型預(yù)測值與實(shí)驗(yàn)值擬合度最高,R2為0.9702;胡蘿卜素含量模型中一級反應(yīng)動力學(xué)模型預(yù)測值與實(shí)驗(yàn)值擬合度較高,R2為0.9185。以上所得方程模型驗(yàn)證結(jié)果表明,模型預(yù)測值與實(shí)驗(yàn)值差異不顯著,模型均能較好的反映木瓜微波輔助泡沫干燥過程中主要物質(zhì)的動力學(xué)特征。

番木瓜果漿,泡沫干燥,微波干燥,干燥模型,模型驗(yàn)證

番木瓜(Carica papaya L),又名“萬壽果”、“乳瓜”等,其原產(chǎn)于墨西哥和中美洲,在17世紀(jì)傳入我國,廣泛的種植于廣東、海南、廣西、云南等地[1-2]。番木瓜營養(yǎng)價(jià)值豐富,富含酶類、有機(jī)酸類以及各種維生素類,其中含有賴氨酸、纈氨酸、異亮氨酸等17種氨基酸,具有補(bǔ)充營養(yǎng)、增強(qiáng)人體免疫力、清除人體自由基以及抗菌抗病原體等保健作用[2]。目前,在食品行業(yè)番木瓜被廣泛的應(yīng)用于飲料、果脯以及發(fā)酵工業(yè);在醫(yī)藥行業(yè)番木瓜有鎮(zhèn)痛去濕等作用;而從番木瓜中提取的凝乳蛋白酶在化妝品行業(yè)有增加肌膚彈性和美化肌膚的功效[3]?？梢?番木瓜在各個行業(yè)下可利用前景廣闊。

微波加熱具有加熱速度快、均勻加熱、節(jié)能高效、易于控制且低溫殺菌、安全無害等作用[4]。與傳統(tǒng)的加熱方式相比,極大地提高了干制品的質(zhì)量效果[5],在很高程度上保存了干制品的營養(yǎng)物質(zhì)。

傳統(tǒng)的干燥方法會容易引起果漿中的營養(yǎng)物質(zhì)的降解,導(dǎo)致產(chǎn)品中營養(yǎng)物質(zhì)的保留率不高。而泡沫干燥是指通過使物料的內(nèi)部產(chǎn)生大量的泡沫,增加干燥表面積,從而提高干燥效率,且能最大程度上的保留原料中的營養(yǎng)物質(zhì)。泡沫干燥適用于含糖量較高、熱敏性強(qiáng)的食品物料[6]。鄭先哲等研究了微波輔助泡沫干燥樹莓果漿的干燥特效以及其中營養(yǎng)成分的降解模型[7],而張寶輝等研究了果漿微波輔助泡沫干燥品質(zhì)以及對其干燥過程進(jìn)行了模擬研究[8]。

在水分含量動力學(xué)研究方面,張紅衛(wèi)等研究了土壤表層水分含量指數(shù)模型,為土壤淺層水分監(jiān)測奠定了理論基礎(chǔ)[9];王強(qiáng)應(yīng)用了單擴(kuò)散模型來擬合新鮮無核紫葡萄在自然晾曬、烘箱干燥和熱風(fēng)對流干燥過程中水分含量規(guī)律[10];而林向陽等研究了茶葉真空微波干燥規(guī)律,并建立了茶葉干燥過程水分含量的單項(xiàng)擴(kuò)散模型、Page模型以及指數(shù)模型,為綠茶的加工生產(chǎn)提供了理論依據(jù)[11]。在營養(yǎng)物質(zhì)含量動力學(xué)方面,范新光等應(yīng)用了零級反應(yīng)動力學(xué)和一級反應(yīng)動力學(xué)模型探究了鮮切西蘭花經(jīng)減壓處理后貯藏過程中維生素C的含量變化,由此建立了西蘭花的貨架期預(yù)測模型[12];鐘金峰等運(yùn)用零級動力學(xué)模型和一級反應(yīng)動力學(xué)模型擬合了竹筍在不同溫度熱燙下顏色變化規(guī)律[13],為其探究產(chǎn)品護(hù)色提供了可靠參數(shù)。

本研究以番木瓜泡沫果漿為研究對象,果漿在實(shí)驗(yàn)用的微波設(shè)備作用下,測定其在作用過程中水分、維生素C以及胡蘿卜素的含量,從而探究番木瓜泡沫果漿的水分以及營養(yǎng)成分的含量規(guī)律,建立整個干燥過程中的降解模型。同時使用在適宜的微波功率條件下測定的實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)與模型預(yù)測值進(jìn)行模型驗(yàn)證。

1　材料與方法

1.1材料與儀器

新鮮番木瓜購自?？谑心蠂Q(mào)易有限公司;單硬酯酸甘油酯(GMS)、大豆分離蛋白(SPI)上海原葉生物科技有限公司,分析純;羧甲基纖維素鈉(CMC-Na)國藥集團(tuán)化學(xué)試劑有限公司,分析純;維生素C標(biāo)準(zhǔn)品天津市天新精細(xì)化工開放中心,分析純;實(shí)驗(yàn)用水,蒸餾水。

NM-GS597M型微波爐上海松下微波爐有限公司;HH.S11-1型數(shù)顯恒溫水浴鍋上海博迅有限公司;DHG-9073A型電熱恒溫鼓風(fēng)干燥箱上海一恒科學(xué)儀器有限公司;TU-181OSPC型紫外可見分光光度計(jì)北京普析通用儀器有限責(zé)任公司。

1.2實(shí)驗(yàn)方法

1.2.1實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)微波輔助番木瓜泡沫干燥樣品制備流程為:

實(shí)驗(yàn)樣品制備:選取新鮮、成熟度適中的番木瓜清洗,去皮、去籽、去瓤、切塊,取100 g番木瓜用打漿機(jī)打漿6 min,至果漿均勻且細(xì)膩以備用。取6.828%的單甘脂(GMS)與4%的大豆分離蛋白(SPI)溶解于100 mL蒸餾水中,將混合液置于70 ℃條件下水浴30 min并不斷攪拌以配制起泡劑。將已配制的起泡劑與番木瓜果漿按體積質(zhì)量比為1∶1的比例進(jìn)行混合,將混合果漿攪拌2 min后添加濃度為0.5%的羧甲基纖維素鈉溶液20 mL并繼續(xù)打漿2 min,直至所形成的果漿泡沫均勻。

取60 g的木瓜泡沫果漿,均勻平鋪于微波載體中,泡沫果漿的厚度為5 mm。將木瓜泡沫果漿在合適的功率條件下,干燥至干燥終點(diǎn)(達(dá)國家標(biāo)準(zhǔn)),測定其干燥過程中的水分、維生素C、以及胡蘿卜素的含量。

1.2.2實(shí)驗(yàn)指標(biāo)的測定水分含量的測定采用國標(biāo)的直接干燥法[14];維生素C的測定方法為紫外分光光度法[15];而胡蘿卜素的測定方法為分光光度法[16]。

1.3含量模型

番木瓜泡沫果漿在微波干燥過程中不同的成分含量變化可通過不同的模型進(jìn)行模擬預(yù)測。

1.3.1水分含量模型在微波作用下,物料中的水分在微波熱效應(yīng)的作用下受熱蒸發(fā),物料的含水量逐漸減小,直至含水量趨于穩(wěn)定達(dá)到干燥終點(diǎn)。而在干燥過程中水分含量的變化選擇采用指數(shù)模型、單擴(kuò)散模型以及Page模型進(jìn)行模型探究[17-18]。

指數(shù)模型為(Lweis;Newton):在牛頓冷卻定律基礎(chǔ)上建立的一種描述水分子運(yùn)動的模型。其表達(dá)式為:

MR=exp(-kt)

式(1)

單擴(kuò)散模型(Henderson and Pabis):主要根據(jù)Fick第二定律,假設(shè)物料中的水分是以液態(tài)水的形式從表面向外擴(kuò)散,在干燥條件一定的情況下,只取擴(kuò)散方程的前一項(xiàng),得到單項(xiàng)擴(kuò)散模型:

MR=A×exp(-kt)

式(2)

Page方程模型:Page方程對指數(shù)模型進(jìn)行了修正,增加了一項(xiàng)參數(shù),得到Page方程:

MR=exp(-ktN)

式(3)

以上三個模型公式中:MR=(M-Me)/(M0-Me),而M為t時刻時物料的干基含水量,M=kg水/kg干物質(zhì);Mo指物料原始干基含水量,Mo=kg水/kg干物質(zhì);Me指物料質(zhì)量平衡時的干基含水量,Me=kg水/kg干物質(zhì);t指干燥時間(min),而A、k以及N均為待定系數(shù)。

由微波對番木瓜泡沫進(jìn)行干燥,至干燥終點(diǎn)時物料中的平衡含水量不易測定,且數(shù)值較小,故忽略不計(jì)。則MR=M/Mo

將以上的式(1)、(2)以及(3)進(jìn)行對數(shù)計(jì)算可得:

ln(MR)=-kt

式(4)

ln(MR)=ln(A)-kt

式(5)

ln[-ln(MR)]=ln(k)+N×ln(t)

式(6)

在初始裝載量以及物料厚度一定的條件下進(jìn)行干燥,功率有關(guān)干燥效果與,可以用微波強(qiáng)度(P)來代替微波功率的變化。根據(jù)實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù),分別作不同功率下的 ln(MR)-t曲線和ln[- ln(MR)]-lnt曲線。

對于指數(shù)模型的變換,將式(4)引入待定系數(shù) a、b、c,令:

k=a+bP+cP2

式(7)

將式(7)代入式(4)可得到下列表達(dá)式:

ln(MR)=-(a+bP+cP2)×t

式(8)

令y1=-ln(MR),x1=t,x2=P×t,x3=P2×t,則式(8)可化解成:

y1=ax1+bx2+cx3

式(9)

對于單擴(kuò)散模型的變換,將式(5)引入待定系數(shù)a1、b1、c1、d1、e1、f1,令:

k=a1+b1P+c1P2

式(10)

ln A=d1+e1P+f1P2

式(11)

將式(10)、(11)代入式(5)可得到下列表達(dá)式:

ln(MR)=(d1+e1P+f1P2)-(a1+b1P+c1P2)t

式(12)

令y2=ln(MR),z1=P,z2=P2,z3=t,z4=Pt,z5=P2t,則式(12)可化解成:

y2=d1+e1z1+f1z2-(a1z3+b1z4+c1z5)

式(13)

而對于Page方程的變換,將式(6)引入待定系數(shù)a2、b2、c2、d2、e2、f2、g2、h2、i2和j2,令:

ln k=a2+b2P+c2P2

式(14)

N=d2+e2P+f2P2

式(15)

將式(14)、(5)代入式(6),可得到下列表達(dá)式:

ln[-ln(MR)]=(a1+b2P+c2P2)+(d2+e2P+f2P2)lnt

式(16)

令 y3=ln[-ln(MR)],k1=P,k2=P2,k3=lnt,k4=Pln(t),k5=P2lnt,則式(16)可化解成:

y3=a2+b2k1+c2k2+d2k3+e2k4+f2k5

式(17)

則以上式(9)、(13)、(17)分別表示了指數(shù)模型、單擴(kuò)散模型和Page方程的變化模型。

1.3.2物料含量模型(維生素C以及胡蘿卜素)在微波泡沫干燥過程中的維生素C和胡蘿卜素含量模型,探究了零級反應(yīng)模型以及一級反應(yīng)模型[19]:

零級反應(yīng)數(shù)學(xué)方程為:

C=Co-kt

式(18)

則:kt=Co-C

式(19)

而設(shè)定k=a+bP+cP2

式(20)

則將式(20)帶入式(18)可得:

Co-C=(a+bP+cP2)×t

式(21)

令Y1=Co-C,x1=t,x2=Pt,x3=P2t,則式(20)可化解成:

Y1=ax1+bx2+cx3

式(22)

一級反應(yīng)動力學(xué)方程為:

C=C0×exp(-kt)

式(23)

k=a+bP+cP2

式(24)

且令MR=C/C0

將式MR和式(24)代入式(23)可得到下列表達(dá)式:

ln(MR)=-(a+bP+cP2)t

式(25)

令Y2=-ln(MR),z1=t,z2=Pt,z3=P2t,則式(25)可化解成:

Y2=az1+bz2+cz3

式(26)

1.4數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析

本實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)采用SAS軟件、Design Expert軟件以及Excel數(shù)據(jù)處理軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)處理,每組實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)均重復(fù)取樣3次進(jìn)行實(shí)驗(yàn),使用平均值。

2　結(jié)果與分析

2.1干燥過程中水分變化及模型分析

2.1.1水分含量曲線在微波泡沫干燥過程中,泡沫果漿的水分含量隨著干燥時間的增加趨于遞減趨勢,最終達(dá)到干燥終點(diǎn),物料的含水量達(dá)到近乎恒定值[20]。各功率下干燥過程中含水量如圖1所示。

圖1　水分含量曲線Fig.1　The curve of the moisture content

由圖1中趨勢可以看出,番木瓜泡沫果漿的最初含水量為8.54%,在400 W的功率條件下需干燥9.5 min;550 W時需干燥8 min干燥;而700 W條件下只需干燥6.5 min。微波功率越大,有益于物料內(nèi)部熱量的增加,干燥速率越快,且得到的最終干燥產(chǎn)物的含水量越低。由此可見微波功率對番木瓜泡沫干燥成品的質(zhì)量影響極大。

2.1.2水分含量模型分析探究在400、550 W以及700 W功率下,作用于厚度為5 mm而質(zhì)量為60 g的番木瓜泡沫果漿微波輔助干燥過程水分含量的模型。利用SAS9.1統(tǒng)計(jì)軟件實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行多元線性回歸分析[21]。由實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)可得出ln(MR)-t以及l(fā)n(-ln(MR))-ln t的關(guān)系,如圖2、圖3所示。

圖2　不同微波強(qiáng)度下的ln(MR)-t曲線Fig.2　The curve of ln(MR)-t underthe different microwave intensity

圖3　不同微波強(qiáng)度下的ln[-ln(MR)]-ln(t)曲線Fig.3　The curve of ln[-ln(MR)]-ln(t)under the different microwave intensity

由圖2、圖3可以看出ln(MR)與時間t之間的線性關(guān)系不明顯,而ln(-ln(MR))與ln(t)之間的線性關(guān)系比較明顯。

由三個功率下的測試結(jié)果可求得上式(9)、式(13)和式(17)的各待定系數(shù)以及各方程的方差分析,分析結(jié)果如表1所示。

由表1可以看出,指數(shù)模型回歸方程顯著水平p<0.0001,則X2對y1有顯著性影響;而單擴(kuò)散模型回歸方程的Z1、Z4對y2有顯著性影響;在Page方程中K1、K2、K3、K4、K5對y3有顯著影響。將以上各模型的系數(shù)值帶入式(9)、式(13)、以及式(17)中,可得到以下方程:

ln(MR)=-0.03527Pt

式(27)

ln(MR)=0.07522P+0.04956Pt

式(28)

ln[-ln(MR)]=(-0.85487P+0.055494P2)+(-2.27216+0.96382P-0.052192P2)ln(t)

式(29)

表1　指數(shù)模型、單擴(kuò)散模型以及Page模型回歸系數(shù)表

由于以上模型回歸方程均表現(xiàn)為極顯著,所以對其進(jìn)行相關(guān)系數(shù)的擬合程度以及比較模型間的優(yōu)劣以此對其進(jìn)行綜合分析,分析結(jié)果如表2所示。

表2　指數(shù)模型、單擴(kuò)散模型以及Page模型統(tǒng)計(jì)分析表

由表2可知,指數(shù)模型、單擴(kuò)散模型和Page方程的F值分別為384.63、352.75和714.59,而顯著性水平p<0.0001,由此可見三個模型的回歸方程均極顯著。相關(guān)系數(shù)表現(xiàn)了實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)與預(yù)測數(shù)據(jù)之間的擬合關(guān)系。一般而言,相關(guān)系數(shù)越大,則說明模型與實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)擬合程度越高。表2中,指數(shù)模型、單擴(kuò)散模型和Page模型的相關(guān)系數(shù)分別為0.8909、0.9374和0.9870,可以得出Page模型的相關(guān)系數(shù)高于指數(shù)模型和單擴(kuò)散模型,而Page模型的擬合度為98.40%也高于指數(shù)模型和單擴(kuò)散模型的89.32%和94%,所以Page方程對實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)的擬合效果很好。說明三個模型中Page模型能夠更好的描述木瓜果漿微波泡沫干燥特性。而根據(jù)所得相關(guān)系數(shù)可得Page模型方程為:

式(30)

2.2干燥過程中維生素C降解及模型分析

在微波輔助泡沫干燥過程中,維生素C發(fā)生了部分降解,導(dǎo)致在干燥制品中,維生素C的含量有所下降[22]。而通過對其降解過程進(jìn)行分析以及模型設(shè)計(jì),能夠有助于對干燥過程中維生素C含量的變化規(guī)律進(jìn)行預(yù)測。

按照1.3.1工藝參數(shù)進(jìn)行干燥,每1min測定一次維生素C的含量。根據(jù)數(shù)據(jù)得到不同初始微波強(qiáng)度下Co-C-t(零級反應(yīng))曲線以及-ln(MR)-t(一級反應(yīng))曲線,曲線如圖4、圖5。

圖4　不同微波強(qiáng)度下的Co-C-t曲線(零級反應(yīng))Fig.4　The curve of Co-C-tunder the different microwave intensity(zero order model)

圖5　不同微波強(qiáng)度下的-ln(MR)-t曲線(一級反應(yīng))Fig.5　The curve of-ln(MR)-t underthe different microwave intensity(first order reaction kinetics)

由圖4、圖5可以看出,Co-C-t(零級反應(yīng))比-ln(MR)-t(一級反應(yīng))具有更加明顯的線性關(guān)系。則利用SAS9.1對實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行多元線性回歸分析,由測試結(jié)果求得零級反應(yīng)的式(21)和一級反應(yīng)的式(25)的各項(xiàng)待定系數(shù)以及對方程進(jìn)行方法分析,所得結(jié)果如表3所示。

由表3各方程的回歸系數(shù)和各回歸系數(shù)的顯著水平可知,對于零級模型,回歸方程的 x2對 Y1有顯著影響;而一級模型,回歸方程的z2對Y2有顯著影響。將各系數(shù)代入式(21)和式(25)中,分別得到:

Co-C=0.2411Pt

式(31)

-ln(MR)=0.0113Pt

式(32)

由于兩種模型的回歸方程均極顯著,則采用相關(guān)系數(shù)的擬合程度,比較不同模型間的優(yōu)劣。兩種模型的綜合分析比較如表4所示。

表4　零級模型、一級模型統(tǒng)計(jì)分析表

由表4可知,零級反應(yīng)模型和一級反應(yīng)模型的F值分別為7980.61和387.41,p<0.0001,兩個模型的回歸方程均極顯著。而根據(jù)相關(guān)系數(shù)表現(xiàn)實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)與預(yù)測數(shù)據(jù)間的關(guān)系,一般而言,相關(guān)系數(shù)值越大,說明模型與數(shù)據(jù)擬合得越好。表4中,零級反應(yīng)模型和一級反應(yīng)模型的相關(guān)系數(shù)分別為0.9689和0.9392,可以看出零級反應(yīng)模型的相關(guān)系數(shù)高于一級反應(yīng)模型,零級反應(yīng)模型的擬合度為97.02%也較高于一級反應(yīng)模型,對實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)的擬合效果很好。說明兩個模型中零級反應(yīng)模型能更好的描述木瓜果漿微波泡沫干燥特性。因此,番木瓜果漿微波輔助泡沫干燥過程中維生素C含量的數(shù)學(xué)模型為:

c=c0-0.2411×p×t

式(33)

2.3干燥過程中胡蘿卜素降解及模型分析

在微波輔助干燥番木瓜泡沫果漿的過程中,果漿中的胡蘿卜素發(fā)生了降解,物料中總的胡蘿卜素的含量降低[23]。通過對其降解過程進(jìn)行分析以及模型設(shè)計(jì),能夠有助于對干燥過程中胡蘿卜素含量的變化規(guī)律進(jìn)行預(yù)測。

按照1.3.1相同工藝參數(shù),每1 min測定一次胡蘿卜素含量。根據(jù)測定的數(shù)據(jù)得到不同初始微波強(qiáng)度下Co-C-t(零級反應(yīng))曲線以及-ln(MR)-t(一級反應(yīng))曲線,曲線如圖6、圖7所示。

圖6　不同微波強(qiáng)度下的Co-C-t曲線Fig.6　The curve of Co-C-tunder the different microwave intensity

圖7　不同微波強(qiáng)度下的-ln(MR)-t曲線Fig.7　The curve of-ln(MR)-tunder the different microwave intensity

由圖6、圖7可以看出,在Co-C-t(零級反應(yīng))曲線與-ln(MR)-t(一級反應(yīng))曲線中,Co-C-t(零級反應(yīng))曲線比-ln(MR)-t(一級反應(yīng))曲線表現(xiàn)出更加顯著的線性關(guān)系。則使用SAS軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行多元線性回歸分析,由550 W條件下的測試結(jié)果求得式(21)、(25)的各個待定系數(shù)以及方程的方差分析數(shù)值,得到回歸系數(shù)表如表5所示。

由表5可知,對于零級反應(yīng)模型,回歸方程的x2對Y1有顯著影響,p<0.0001;對于一級反應(yīng)模型,回歸方程的z2對Y2有顯著影響。將各系數(shù)帶入式子(21)、(25)可得:

Co-C=0.000138Pt

式(34)

-ln(MR)=0.00270Pt

式(35)

由于兩種模型的回歸方程均極顯著,采用相關(guān)系數(shù)的擬合程度,比較不同模型間的優(yōu)劣。得到的相關(guān)系數(shù)等值如表6所示。

表6　零級模型、一級模型統(tǒng)計(jì)分析表

由表6可以看出,零級反應(yīng)模型和一級反應(yīng)模型的F值分別為234.79和270.32,p<0.0001,兩個模型的回歸方程均極顯著。

表7　500 W條件下實(shí)驗(yàn)值與模型預(yù)測值記錄表

而相關(guān)系數(shù)表現(xiàn)實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)與預(yù)測數(shù)據(jù)間的關(guān)系,且值越大說明模型與數(shù)據(jù)擬合得越好,則一級反應(yīng)模型比零級反應(yīng)模型能夠更好的與數(shù)據(jù)擬合。并且一級反應(yīng)模型的擬合度為91.85%高于零級模型的90.73%,所以兩個模型中一級反應(yīng)模型能更好的描述木瓜果漿微波輔助泡沫干燥過程中胡蘿卜素的含量規(guī)律,則對應(yīng)的一級反應(yīng)動力學(xué)模型為:

C=C0×λ(-0.0027pt)

式(36)

3　模型驗(yàn)證

番木瓜果漿微波輔助泡沫干燥,當(dāng)所使用的微波功率為100 W時,物料的干燥速度過慢;而當(dāng)所使用的微波功率為1000 W時,物料的干燥速度由過快,容易引起物料的焦化[24]。所以在進(jìn)行驗(yàn)證實(shí)驗(yàn)時我們采用500 W和600 W作為功率條件對水分含量的Page模型;維生素C含量的零級反應(yīng)模型以及胡蘿卜素含量的一級反應(yīng)模型進(jìn)行驗(yàn)證實(shí)驗(yàn)。

在500 W的干燥條件下,每30 s測定一次含水量,每1 min測定一次維生素C含量以及胡蘿卜素的含量。以干燥功率和干燥時間為已知條件,通過Page模型、零級反應(yīng)模型以及一級反應(yīng)模型進(jìn)行預(yù)測對應(yīng)干燥時間的含水量、維生素C含量以及胡蘿卜素的含量,將所得結(jié)果如表7所示。

由表7所得的實(shí)驗(yàn)值、預(yù)測值根據(jù)t值檢驗(yàn)法對其數(shù)據(jù)差異顯著性進(jìn)行檢驗(yàn):對于400W條件下Page模型所得預(yù)測值與實(shí)驗(yàn)值進(jìn)行檢驗(yàn)得到t=0.0139,而t理論值為1.740,則可得t0.05,則模型所得預(yù)測值與實(shí)驗(yàn)值差異不顯著;根據(jù)相同的方法對維生素C含量零級模型以及胡蘿卜素含量一級反應(yīng)模型進(jìn)行驗(yàn)證,驗(yàn)證結(jié)果為零級模型的預(yù)測值與實(shí)驗(yàn)值差異不顯著,一級模型的預(yù)測值與實(shí)驗(yàn)值差異不顯著。驗(yàn)證結(jié)果說明實(shí)驗(yàn)所得模型預(yù)測值與實(shí)際干燥過程中實(shí)驗(yàn)值基本吻合,以上三個模型可較準(zhǔn)確的預(yù)測該功率條件下干燥過程中水分、維生素C以及胡蘿卜素的含量。

在600 W的干燥條件下,由于微波強(qiáng)度的提高,使得干燥效率的提高,則干燥時間降低,每30 s測定一次含水量,每1 min測定一次維生素C和胡蘿卜素含量。以干燥功率和干燥時間為已知條件,通過Page模型、零級反應(yīng)模型以及一級反應(yīng)模型進(jìn)行預(yù)測對應(yīng)干燥時間的含水量、維生素C含量以及胡蘿卜素的含量,將所得結(jié)果如表8所示。

對表8數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證分析,使用t值檢驗(yàn)法對其數(shù)據(jù)顯著性進(jìn)行檢驗(yàn):600 W條件下水分含量模型Page方程的所得預(yù)測值與實(shí)驗(yàn)值進(jìn)行檢驗(yàn)得到t0.05則所得預(yù)測值與實(shí)驗(yàn)值差異不顯著,說明Page方程模型可以較準(zhǔn)確的預(yù)測干燥過程中水分含量的變化。同理對維生素C含量的零級方程以及胡蘿卜素的一級反應(yīng)方程進(jìn)行t值檢驗(yàn),驗(yàn)證結(jié)果為實(shí)驗(yàn)值與預(yù)測值均表現(xiàn)為差異不顯著,說明所得模型可很好的描述在干燥過程中水分、維生素C以及胡蘿卜素含量的變化。

表8　600 W條件下實(shí)驗(yàn)值與預(yù)測值數(shù)據(jù)記錄表

4　結(jié)論

番木瓜泡沫果漿在微波的作用下,其物料內(nèi)部熱量增加促使水分增發(fā),同時也易引起物料中的維生素C和胡蘿卜素等營養(yǎng)物質(zhì)的被破壞。通過探究指數(shù)模型、單擴(kuò)散模型和Page方程模型模擬水分含量變化規(guī)律,Page方程模型擬合度最高,得到水分含量變化動力學(xué)模型;使用零級反應(yīng)模型和一級反應(yīng)模型探究木瓜果漿微波泡沫過程中營養(yǎng)物質(zhì)含量變化規(guī)律,得到模擬維生素C含量變化的零級反應(yīng)方程和胡蘿卜素含量變化的一級反應(yīng)方程;

水分含量動力學(xué)方程:

維生素C含量動力學(xué)方程:

c=co-0.2411×p×t

胡蘿卜素含量動力學(xué)方程:

C=C0×λ(-0.0027×p×t)

在500W以及600W條件下,對水分含量的Page方程模型、維生素C含量的零級反應(yīng)模型以及胡蘿卜素一級反應(yīng)模型進(jìn)行驗(yàn)證。從結(jié)果可以看出預(yù)測值與實(shí)驗(yàn)值接近,所得模型均能夠極好的反映出干燥過程中對應(yīng)物質(zhì)的含量,說明所建立的模型具有極好的推廣性。

本研究結(jié)果能夠較準(zhǔn)確的預(yù)測番木瓜微波泡沫干燥過程中水分含量、維生素C和胡蘿卜素含量變化規(guī)律,有利于工業(yè)化生產(chǎn)過程中物料含水量和營養(yǎng)物質(zhì)含量的檢測,為番木瓜泡沫果漿微波泡沫干燥過程的優(yōu)化和控制提供了理論依據(jù)。

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Model of the component degradation about foam-drying the papaya bubble by microwave

TANG Hui1,LI Meng-yu1,CHEN Wen-xue1,HU Yue-ying2,*

(1.College of Food Science and Technology,Hainan University,Haikou 570228,China;2.College of Materials and Chemical Engineering,Hainan University,Haikou 570228,China)

Based on the optimization of foam-drying the papaya bubble by microwave,the main materials content in the papaya was investigated. The rule of the moisture content and nutrition ingredient content was analyzed and studied under the different microwave power. And the best kinetic equation was verified by appropriate power. The results showed that the predictive value of Page equation model was well fitted for the experimental value when the moisture content was investigated and theR2was 0.9884.The zero order model of content of vitamin C was well fitted for the experimental value and theR2was 0.9702. And the first order reaction was most suitable for the content of carotene and theR2was 0.9185.There was no significant difference between predictive values and experimental values about the equation model. Models could be used to predict the dynamics characteristics of the main materials in papaya bubble in the process of foam-drying by microwave.

papaya pulp;foam-drying;microwave;model;model validation

2015-12-08

唐輝(1991-)，男，在讀研究生，研究方向：熱帶農(nóng)產(chǎn)品加工及應(yīng)用微生物學(xué)，E-mail：877980232@qq.com。

胡月英(1971-)，女，碩士，助理研究員，研究方向：熱帶農(nóng)產(chǎn)品加工及應(yīng)用微生物學(xué)，E-mail：735844955@qq.com。

海南省產(chǎn)學(xué)研一體化專項(xiàng)(cxy20150032)。

TS255.1

A

1002-0306(2016)11-0089-08

10.13386/j.issn1002-0306.2016.11.010