董思遠(yuǎn)，高瑋，張舒寧，徐家豪，曹鳳，郝健，鐘先鋒,3，黃桂東,3*

（1.佛山科學(xué)技術(shù)學(xué)院食品科學(xué)與工程學(xué)院，廣東佛山 528231） （2.深圳市誠致生物開發(fā)有限公司，廣東深圳 518132） （3.廣東省傳統(tǒng)發(fā)酵食品工程技術(shù)研究中心，廣東省食品流通安全控制工程技術(shù)研究中心，佛山市釀造工程技術(shù)研究中心，佛山市農(nóng)業(yè)生物制造工程技術(shù)研究中心，佛山市食品非熱加工工程技術(shù)研究中心，廣東佛山 528231）

近年來，隨著“植物蛋白基食品”研究浪潮的興起[1]，植物蛋白飲料發(fā)展勢(shì)頭迅猛，目前市場上的植物蛋白飲料大都是大豆、花生、核桃、杏仁等傳統(tǒng)植物原料生產(chǎn)的產(chǎn)品，亟需開發(fā)具有更高營養(yǎng)價(jià)值的新品種植物蛋白飲料，以豐富市場產(chǎn)品種類。亞麻籽仁因其富含亞麻酸、蛋白質(zhì)和膳食纖維等多種營養(yǎng)成分[2]，而具有預(yù)防心腦血管疾病[3]、預(yù)防糖尿病[4]、增強(qiáng)免疫力[5]等多種生物活性。目前已有學(xué)者將亞麻籽開發(fā)成蛋白飲料，如鄭巖[6]和鄒寅等[7]分別對(duì)亞麻籽仁植物蛋白飲料制備工藝和亞麻籽粕多肽飲料的制備進(jìn)行了研究，兩款飲料都具有降血脂，免疫調(diào)節(jié)等功效。由此可見，亞麻籽類蛋白飲料具有較好的開發(fā)利用價(jià)值。

干熱處理已成為部分蛋白飲料加工中重要的前處理方法，其對(duì)蛋白飲料原漿色澤、營養(yǎng)物質(zhì)及風(fēng)味有重要影響。如吳達(dá)雄等[8]采用烘烤方法對(duì)杏仁進(jìn)行前處理后，相關(guān)氧化酶鈍化失活，制得的新型雙蛋白杏仁乳飲料外觀乳白細(xì)膩，同時(shí)帶有杏仁烘烤香氣，且制作時(shí)間短、成本低；李偉等[9]也采用烘烤方式對(duì)花生進(jìn)行預(yù)處理后，既能使花生牛奶飲料避免了豆腥味，同時(shí)產(chǎn)生了具有令人可接受的香味，生產(chǎn)成本也較低。由此可見，干熱處理是一種比較適合提高蛋白飲料品質(zhì)的前處理方法。

因?yàn)閬喡樽讶释馄ぶ泻猩杼擒眨C(jī)體攝入后可降解為有毒的HCN）[10]，所以經(jīng)過脫皮處理的亞麻籽仁不僅能提高蛋白得率，同時(shí)達(dá)到脫毒目的。鑒此，本研究選用了金屬離子、蛋白質(zhì)含量等[11]均符合制備植物蛋白飲料要求，且具有優(yōu)良營養(yǎng)價(jià)值的脫皮亞麻籽仁為原料，探究干熱處理對(duì)脫皮亞麻籽仁蛋白飲料原漿蛋白含量、固形物含量和色澤的影響，并通過Plackett-Burman設(shè)計(jì)篩選、Box-Behnken設(shè)計(jì)優(yōu)化了脫皮亞麻籽仁蛋白飲料原漿制備工藝，以獲得較高品質(zhì)的亞麻籽仁蛋白飲料原漿，為高品質(zhì)亞麻籽仁蛋白飲料制備提供前提條件，同時(shí)為干熱處理技術(shù)在植物蛋白原漿應(yīng)用中提供理論依據(jù)和借鑒。

1 材料與方法

1.1 材料與試劑

脫皮亞麻籽仁，深圳市某生物開發(fā)有限公司提供；牛血清白蛋白標(biāo)準(zhǔn)品、5X考馬斯亮藍(lán)G-250，購自索萊寶有限公司；食用小蘇打，購自上海楓未實(shí)業(yè)有限公司。

1.2 儀器與設(shè)備

DJ13B-D08EC豆?jié){機(jī)，九陽股份有限公司；ME2002分析天平，梅特勒-托利多儀器（上海）有限公司；HWS-12恒溫水浴鍋，上海一恒有限公司；722型紫外分光光度計(jì)，上海菁華科技儀器有限公司；數(shù)字食品溫度計(jì)，溫州米特爾智能科技有限公司；膠體磨，廊坊市頂天輕工機(jī)械有限公司；CR-400色差儀，柯尼卡美能達(dá)有限公司。

1.3 試驗(yàn)設(shè)計(jì)

1.3.1 脫皮亞麻籽仁飲料原漿制備工藝流程

烘烤：稱取脫皮亞麻籽仁100 g，于90～210 ℃烘烤數(shù)秒；

磨漿：將脫皮亞麻籽仁按照合適的料液比（1:6～1:14 g/mL），放入一定溫度（30 ～70 ℃ ℃）的食用小蘇打溶液（0%～1.0%）中，于豆?jié){機(jī)和膠體磨進(jìn)行磨漿；

過濾除渣：磨漿后，使用120目濾網(wǎng)進(jìn)行過濾，除去脫皮亞麻籽仁渣，得到脫皮亞麻籽仁飲料原漿。

1.3.2 評(píng)價(jià)指標(biāo)測(cè)定方法

1.3.2.1 可溶性蛋白得率的測(cè)定

采用考馬斯亮藍(lán)法，結(jié)合王孝平[12]和柳蔭等[13]等的研究方法略做修改。

標(biāo)準(zhǔn)曲線的繪制：取5支試管，加入0、0.04、0.08、0.12、0.16、0.2 mL的0.05 mg/mL標(biāo)準(zhǔn)蛋白質(zhì)溶液，補(bǔ)水至1.0 mL。然后各加入5 mL1 X考馬斯亮藍(lán)試劑，充分振蕩混合（振蕩次數(shù)保持一致），靜止3 min后在波長595 nm處，以0 mL為空白，測(cè)定各管的吸光度值，連續(xù)3次試驗(yàn)求平均值。以標(biāo)準(zhǔn)蛋白質(zhì)濃度(X)為橫坐標(biāo)，吸光度值(Y)為縱坐標(biāo)繪制蛋白標(biāo)準(zhǔn)曲線[14]，如圖1?？梢钥闯?，標(biāo)準(zhǔn)蛋白含量與吸光度呈線性關(guān)系，測(cè)得的回歸方程為y=5.6936x+0.0087（R2=0.9991），說明標(biāo)準(zhǔn)品濃度在0～0.2 mg/mL范圍與被測(cè)物質(zhì)質(zhì)量濃度呈現(xiàn)良好的線性關(guān)系。

1.3.2.2 脫皮亞麻籽仁飲料原漿可溶性蛋白得率計(jì)算

參考張永芳等[15]的方法略做修改，取原漿1.0 mL于100 mL容量瓶進(jìn)行稀釋，加入考馬斯亮藍(lán)溶液后，比色測(cè)定出吸光度，代入得出的回歸方程，求出相對(duì)應(yīng)的蛋白質(zhì)的含量，然后根據(jù)式(1)進(jìn)行計(jì)算，得出可溶性蛋白得率。

式中：

m1——脫皮亞麻籽仁飲料原漿可溶性蛋白質(zhì)量，g/100 g；

m2——脫皮亞麻籽仁蛋白質(zhì)量，21.6 g/100 g[11]。

1.3.2.3 脫皮亞麻籽仁飲料原漿可溶性固形物含量的測(cè)定

可溶性固形物含量是食品工業(yè)飲料評(píng)價(jià)的一個(gè)重要參數(shù)[16]，主要包括膳食纖維、糖、維生素等，該指標(biāo)能表示脫皮亞麻籽仁飲料原漿中溶解的營養(yǎng)成分含量。所以脫皮亞麻籽仁飲料原漿可溶性固形物含量參考GB/T 12143-2008[17]測(cè)定。

1.3.2.4 脫皮亞麻籽仁飲料原漿色度值的測(cè)定

飲料的外觀是影響飲料品質(zhì)重要因素之一，而干熱處理會(huì)影響飲料感官品質(zhì)，如飲料的顏色等。所以飲料原漿色度值的測(cè)定參考張磊[18]的研究方法略做修改，將適量原漿置于玻璃比色皿中，以透射模式測(cè)定樣品，得到CIELAB顏色參數(shù)，其中L*表示亮度，a*表示綠色(-)到紅色(+)軸上的色調(diào)，b*表示藍(lán)色(-)到黃色(+)軸上的色調(diào)[19]，所有測(cè)定重復(fù)三次。

1.3.3 單因素試驗(yàn)設(shè)計(jì)

為得到高品質(zhì)的脫皮亞麻籽仁飲料原漿，以可溶性蛋白得率、可溶性固形物含量和原漿色度值為指標(biāo)，對(duì)脫皮亞麻籽仁飲料原漿制作工藝中烘烤時(shí)間（15、30、45、60和75 s）、烘烤溫度（90、120、150、180和210 ℃）、料液比（1:6、1:8、1:10、1:12和1:14 g/mL）[20]、小蘇打用量（0%、0.25%、0.5%、0.75%和1.0%）[21]、磨漿溫度（30、40、50、60和70 ℃）、磨漿次數(shù)（1粗磨、1粗磨+1細(xì)磨、1粗磨+2細(xì)磨、2粗磨+2細(xì)磨、2粗磨+3細(xì)磨）進(jìn)行單因素試驗(yàn)，細(xì)磨的作用是使?jié){液籽粒細(xì)化，以便使可溶性蛋白最大限度地溶解出來[22]，且為后續(xù)篩選和優(yōu)化試驗(yàn)奠定基礎(chǔ)。各因素水平表如表1所示。

表1 單因素試驗(yàn)設(shè)計(jì)Table 1 Single factor trial design

1.3.4 Plackett-Burman法篩選影響脫皮亞麻籽仁飲料原漿品質(zhì)的關(guān)鍵因素

為了得到對(duì)脫皮亞麻籽仁飲料原漿品質(zhì)影響顯著的因素，本研究采用了Plackett-Burman試驗(yàn)設(shè)計(jì)進(jìn)行篩選，選取了試驗(yàn)次數(shù)N=12的試驗(yàn)設(shè)計(jì)，對(duì)液料比（A）、小蘇打用量（B）、磨漿溫度（C）、烘烤時(shí)間（D）、烘烤溫度（E）、磨漿次數(shù)（F）6個(gè)因素進(jìn)行考察，同時(shí)設(shè)定G一列虛擬變量以考察試驗(yàn)誤差，每個(gè)單因素分別選取低、高水平[23]，響應(yīng)值為可溶性蛋白得率、可溶性固形物含量和脫皮亞麻籽仁原漿的L*為指標(biāo)。具體試驗(yàn)設(shè)計(jì)見表2。

表2 Plackett-Burman試驗(yàn)設(shè)計(jì)因素及水平Table 2 Plackett-Burman test design factors and levels

1.3.5 Box-Behnken響應(yīng)面法優(yōu)化脫皮亞麻籽仁飲料原漿制備工藝

經(jīng)Plackett-Burman試驗(yàn)篩選，得到了3個(gè)顯著影響脫皮亞麻籽仁飲料原漿品質(zhì)的因素，分別是液料比（A）、烘烤溫度（E）、磨漿次數(shù)（F）。隨后，采用Box-Behnken響應(yīng)面法對(duì)此制備工藝進(jìn)一步優(yōu)化。鑒于前期研究中，可溶性固形物含量模型（p>0.05），判斷模型不顯著。所以設(shè)計(jì)了以液料比（A）、烘烤溫度（B）、磨漿次數(shù)（C）為自變量，以可溶性蛋白得率、原漿的L*為因變量的17個(gè)處理組（表3）。

表3 Box-Behnken響應(yīng)面設(shè)計(jì)因素及水平Table 3 Design factors and levels of Box-Behnken response surface

1.3.6 數(shù)據(jù)處理

數(shù)據(jù)結(jié)果重復(fù)測(cè)定3次及以上，以ˉx±s表示，且用SPSS 23.0軟件進(jìn)行ANOVA顯著性差異分析，并用Origin 2018軟件繪圖。響應(yīng)面圖采用Design-Expert 10.0.7進(jìn)行分析。

2 結(jié)果與討論

2.1 單因素試驗(yàn)結(jié)果與分析

2.1.1 烘烤時(shí)間對(duì)脫皮亞麻籽仁飲料原漿品質(zhì)的影響

由圖2可知，隨著烘烤時(shí)間延長，可溶性蛋白得率顯著增加（p<0.05），這是因?yàn)殡S著升溫原漿體系黏度下降、傳質(zhì)速度增大[24]，分子的擴(kuò)散速率增加，從而使得率增大。在烘烤時(shí)間為45 s時(shí)得率最高，達(dá)到45%。烘烤時(shí)間繼續(xù)延長，得率發(fā)生下降，這是因?yàn)楹婵緦?dǎo)致蛋白質(zhì)與亞麻籽仁基質(zhì)中的其他組分形成復(fù)合物[25]，從而降低蛋白得率。另外隨著烘烤時(shí)間延長，可溶性固形物含量下降，這是因?yàn)?1～12 s亞麻仁蛋白構(gòu)象的二硫鍵和二硫-巰基相互作用，經(jīng)過加熱會(huì)使蛋白質(zhì)聚集[26]從而導(dǎo)致可溶性降低，進(jìn)而造成可溶性固形物含量下降。然而隨著時(shí)間延長，在15～30 s原漿的亮度值L*顯著增加（p<0.05），原漿接近乳白色。繼續(xù)增加烘烤時(shí)間，原漿亮度值L*無顯著變化（p>0.05），是因?yàn)楹婵具^度會(huì)使亞麻蛋白變性和油脂氧化，從而使原漿褪色。同樣，原漿的黃色值b*在15～30 s顯著增加，在30 s后b*下降，這是由于脫皮亞麻籽仁中的一種必需脂肪酸a-亞麻酸[27]遇到高溫發(fā)生脂肪氧化反應(yīng)從而降低原漿的黃色值。最后原漿的綠色值a*在15～30 s無顯著變化（p>0.05），在30～45 s顯著增加（p<0.05），在45 s之后與b*呈相同的趨勢(shì)，經(jīng)過烘烤處理造成原漿的色澤變化，一方面因?yàn)樵诟邷叵掳l(fā)生美拉德反應(yīng)和焦糖化反應(yīng)；另一方面可能與多酚類以及黃酮類等呈色物質(zhì)含量變化有關(guān)[28]。

2.1.2 烘烤溫度對(duì)脫皮亞麻籽仁飲料原漿品質(zhì)的影響

由圖3可知，可溶性蛋白得率隨著烘烤溫度升高，呈先升高后降低的趨勢(shì)，烘烤溫度為150 ℃時(shí)得率最高。烘烤溫度過高或過低，不利于亞麻蛋白的溶出。這是因?yàn)殡S著烘烤溫度逐漸升高，亞麻蛋白變性，導(dǎo)致油脂和蛋白質(zhì)的緊密結(jié)合狀態(tài)被破壞，同時(shí)細(xì)胞壁的滲透性增加[29]，使得率增加。但當(dāng)烘烤溫度過高時(shí)，高溫會(huì)使原料容易焦化，導(dǎo)致得率下降[30]。烘烤溫度升溫，可溶性固形物含量與蛋白得率趨勢(shì)相同，這是因?yàn)楹婵緶囟冗^高會(huì)使脫皮亞麻籽仁中的部分可溶性膳食纖維和礦物質(zhì)在超過150 ℃時(shí)會(huì)由于脫水而逐漸焦化，進(jìn)而被破壞。而L*和b*也與可溶性固形物含量趨勢(shì)相同，這是因?yàn)楹婵具^度會(huì)使脫皮亞麻籽仁的可溶性固形物脫水而焦化，從而使原漿的亮度值L*和黃色度b*下降。而隨著烘烤溫度升高，原漿的綠色值a*呈先下降后上升再下降的趨勢(shì)，這是因?yàn)楹婵具^度原漿發(fā)生美拉德反應(yīng)和脂肪氧化反應(yīng)導(dǎo)致綠色值下降。

2.1.3 料液比對(duì)脫皮亞麻籽仁飲料原漿品質(zhì)的影響

由圖4可知，在料液比由1:6增加到1:8時(shí)，可溶性蛋白含量較少，蛋白質(zhì)與水沒有得到完全水合，還無法完全磨透，影響了亞麻蛋白的提取，蛋白質(zhì)隨著仁渣流失。當(dāng)水與脫皮亞麻籽仁的液料比為1:10時(shí)，可溶性蛋白得率達(dá)到最高。而液料比從1:12增加到1:14時(shí)[31]，蛋白質(zhì)溶出達(dá)到飽和，蛋白濃度隨著用水量的增多而被稀釋，從而使蛋白得率下降，而且在生產(chǎn)設(shè)計(jì)中用水量不能任意增加，還應(yīng)該考慮產(chǎn)品濃度和最終蛋白含量的要求。此外，由于水的稀釋，可溶性固形物含量隨著料水比的增加而減少，說明在料液比超過1:6時(shí)用水量增多會(huì)稀釋可溶性固形物含量的濃度。隨著料液比的提高，原漿的亮度值L*和黃色值b*，綠色值a*呈一直下降的趨勢(shì)，這是因?yàn)橛盟吭龆鄷?huì)稀釋了原漿中可溶性固形物濃度，從而降低原漿的色度值。

2.1.4 小蘇打用量對(duì)脫皮亞麻籽仁飲料原漿品質(zhì)的影響

由圖5可知，溶液中的堿過低，導(dǎo)致蛋白質(zhì)不能溶解到堿液里。而溶液pH升高會(huì)使蛋白質(zhì)水解成小分子多肽或者水解成氨基酸更加明顯，使得率顯著上升，但是過高的堿濃度會(huì)使部分蛋白質(zhì)發(fā)生變性[32]。這是因?yàn)樾√K打起到助溶劑、軟化劑的作用，同時(shí)使pH升高，能提高蛋白溶解度，使非水溶性蛋白質(zhì)轉(zhuǎn)化為水溶性蛋白質(zhì)，從而提高了原漿的蛋白質(zhì)含量[33]。隨著小蘇打濃度增加，總體來說，可溶性固形物含量和原漿的色度值均呈上升的趨勢(shì)，因?yàn)槊撈喡樽讶式Y(jié)構(gòu)由于碳酸氫鈉溶液處理而被軟化，這將有助于內(nèi)容物離開脫皮亞麻籽仁內(nèi)部并增加原漿的豐滿度。在小蘇打濃度為0.25%時(shí)，原漿的可溶性蛋白得率和亮度值L*最高。

2.1.5 磨漿溫度對(duì)脫皮亞麻籽仁飲料原漿品質(zhì)的影響

由圖6可知，磨漿溫度從30 ℃上升到50 ℃時(shí)，可溶性蛋白得率和可溶性固形物含量逐漸增加。而磨漿溫度達(dá)到50～70 ℃時(shí)，原漿的可溶性蛋白得率和可溶性固形物含量反而下降。這是因?yàn)橐詿崴{時(shí)，結(jié)構(gòu)非常緊密的亞麻蛋白會(huì)解體、展開，將肽鍵和能提高束縛水能力的極性側(cè)鏈暴露于表面，而后者導(dǎo)致蛋白質(zhì)溶解。部分膳食纖維和礦物質(zhì)的結(jié)構(gòu)被高溫破壞，所以可溶性固形物含量也相應(yīng)降低。而隨著磨漿溫度的提高，原漿亮度值L*和原漿綠色值a*均呈下降的趨勢(shì)，這是因?yàn)槟{溫度超過部分膳食纖維和礦物質(zhì)的耐受溫度，從而被破壞。反而原漿黃色值b*均呈上升的趨勢(shì)，這是因?yàn)闇囟戎饾u升高，原漿發(fā)生美拉德反應(yīng)導(dǎo)致原漿黃色值上升。因此從影響蛋白得率和可溶性固形物含量來考慮，磨漿最佳溫度為50 ℃。

2.1.6 磨漿次數(shù)對(duì)脫皮亞麻籽仁飲料原漿品質(zhì)的影響

由圖7可知，磨漿一次時(shí)，蛋白得率較低，而磨漿兩次時(shí)，亞麻蛋白得率顯著上升（p<0.05）。磨漿次數(shù)再增加時(shí)，對(duì)蛋白得率影響不明顯。磨漿過程就是對(duì)致密組織的搗碎作用，搗碎得越厲害，亞麻蛋白質(zhì)就越容易游離出來，溶解到水中。磨漿設(shè)備對(duì)脫皮亞麻籽仁組織的搗碎能力是一定的，當(dāng)已達(dá)到設(shè)備的能力極限時(shí)，再增加磨漿次數(shù)，對(duì)蛋白得率影響不大，結(jié)合實(shí)驗(yàn)結(jié)果以及能耗和時(shí)間成本，選擇磨漿兩次[34]。另外，可溶性固形物含量變化隨著磨漿次數(shù)的增加而持續(xù)上升，這是因?yàn)槊撈喡樽讶什粩啾患羟心ゼ?xì)，溶出率增加，使難溶的膳食纖維和礦物質(zhì)更容易溶解。由于更多的可溶性固形物被溶解出來，所以導(dǎo)致原漿的色度值均呈上升的趨勢(shì)。

2.2 Plackett-Burman試驗(yàn)結(jié)果與分析

基于單因素結(jié)果，采取Plackett-Burman實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)[35]篩選對(duì)脫皮亞麻籽仁飲料原漿品質(zhì)影響顯著的因素。由表4、表5、表6和表7可知，蛋白得率和L*的Plackett-Burman試驗(yàn)設(shè)計(jì)模型極顯著（p<0.01），可溶性固形物Plackett-Burman試驗(yàn)設(shè)計(jì)模型不顯著（p>0.05）。因此，在后續(xù)的Box-Behnken實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)中，不再選擇可溶性固形物含量作為指標(biāo)值。Plackett-Burman試驗(yàn)結(jié)果表明，液料比和磨漿次數(shù)對(duì)可溶性蛋白得率和L*影響最顯著（p<0.01），其次為烘烤溫度對(duì)可溶性蛋白得率和L*影響顯著（p<0.05），小蘇打用量、磨漿溫度和烘烤時(shí)間的影響不顯著。因此，選擇液料比、烘烤溫度，磨漿次數(shù)3個(gè)因素進(jìn)行Box-Behnken響應(yīng)面優(yōu)化研究。

表4 Plackett-Burman試驗(yàn)設(shè)計(jì)結(jié)果Table 4 Plackett-Buman test design results

表5 可溶性蛋白得率Plackett-Burman試驗(yàn)設(shè)計(jì)結(jié)果方差分析Table 5 Analysis of variance of soluble protein yield Plackett-Burman test design results

表6 可溶性固形物Plackett-Burman試驗(yàn)設(shè)計(jì)結(jié)果方差分析Table 6 Analysis of variance of design results of soluble solids Plackett-Burman test

表7 L* Plackett-Burman試驗(yàn)設(shè)計(jì)結(jié)果方差分析Table 7 Analysis of variance of L* Plackett-Burman test design results

2.3 制備工藝條件響應(yīng)面優(yōu)化結(jié)果與分析

2.3.1 Box-Behnken試驗(yàn)設(shè)計(jì)及方差分析

根據(jù)Plackett-Burman試驗(yàn)結(jié)果，以可溶性蛋白得率和L*為指標(biāo)值，進(jìn)行Box-Behnken試驗(yàn)設(shè)計(jì)，如表8所示。Box-Behnken試驗(yàn)設(shè)計(jì)是工藝優(yōu)化最常用的方式，通過對(duì)回歸方程的分析尋求最優(yōu)工藝參數(shù)、各因素的最佳組合和相應(yīng)最優(yōu)值。

表8 Box-Behnken優(yōu)化設(shè)計(jì)結(jié)果Table 8 Results of Box-Behnken optimization design

2.3.1.1 基于可溶性蛋白得率的Box-Behnken試驗(yàn)設(shè)計(jì)結(jié)果及方差分析

從表9可以看出，F(xiàn)=81.32，p<0.0001，模型極顯著。通過ANOVA分析，獲得回歸方程：Y=51.37-9.31A- 0.66B+10.03C-1.13AB-1.18AC-0.77BC+2.86A2+5.11B2-13.23C2。

表9 可溶性蛋白得率回歸模型方差分析Table 9 Analysis of variance of regression model for soluble protein yield

試驗(yàn)結(jié)果中，影響極顯著（p<0.01）的項(xiàng)目有：A、C、B2、C2；影響顯著（p<0.05）的有：A2；各因素對(duì)脫皮亞麻籽仁可溶性蛋白得率的影響程度為：C（磨漿次數(shù)）>A（料液比）>B（烘烤溫度）。各自變量與指標(biāo)值之間是一種非線性關(guān)系。方程的回歸系數(shù)R2=0.9905，證明模型擬合良好，有超過99.05%的試驗(yàn)數(shù)值適用該方程。模型的修正系數(shù)R2Adj=97.83%表明該模型較好地反映了各因素的關(guān)系。因此，本試驗(yàn)各因素與脫皮亞麻籽仁飲料原漿可溶性蛋白得率之間的關(guān)系可以使用該回歸方程來表示。綜上所述，以可溶性蛋白得率為指標(biāo)，優(yōu)化脫皮亞麻籽仁飲料原漿的制備工藝，可用該模型進(jìn)行預(yù)測(cè)與分析。

2.3.1.2 基于L*的Box-Behnken試驗(yàn)設(shè)計(jì)結(jié)果及方差分析

從表10可以看出，F(xiàn)=20.47，p<0.0001，模型極顯著。通過ANOVA分析，獲得回歸方程：Y=76.75-1.42A-0.26B+1.80C+0.20AB+1.04AC+(5.850E-003)BC-0.67A2-0.66B2-2.42C2。

表10 L*回歸模型方差分析Table 10 Analysis of variance of L* regression model

試驗(yàn)結(jié)果中，影響極顯著（p<0.01）的項(xiàng)目有：A、C、C2；影響顯著（p<0.05）的有：AC；各因素對(duì)脫皮亞麻籽仁L*的影響程度為：C（磨漿次數(shù)）>A（料液比）>B（烘烤溫度）。方程的回歸系數(shù)R2=0.9634，表明模型具擬合良好，有超過96.84%的試驗(yàn)值適用該方程。模型的修正系數(shù)R2Adj=91.63%表明該模型較好地反映了各因素的關(guān)系，而失擬項(xiàng)p=0.0079<0.01，失擬項(xiàng)顯著，表示說明模型有效，構(gòu)建成功，能夠較好地預(yù)測(cè)試驗(yàn)值。

2.3.2 因素間的交互作用對(duì)于對(duì)脫皮亞麻籽仁飲料原漿品質(zhì)的影響

2.3.2.1 可溶性蛋白得率響應(yīng)面優(yōu)化試驗(yàn)分析結(jié)果與分析

在兩因素交互三維圖中（見圖8），交互作用的強(qiáng)弱可由等高線的形狀反映出來，橢圓表示交互作用明顯，越接近圓形代表交互作用越不顯著。結(jié)合響應(yīng)面方差分析可知，在兩兩因素的交互作用對(duì)蛋白含量的影響中，pAB=0.2477>0.05、pAC=0.2300>0.05、pBC=0.4174>0.05，即液料比、烘烤溫度、磨漿次數(shù)兩兩交互作用不顯著。

2.3.2.2L*響應(yīng)面優(yōu)化試驗(yàn)分析結(jié)果與分析

在兩因素交互三維圖中（見圖9），結(jié)合響應(yīng)面方差分析可知，在兩兩因素的交互作用對(duì)L*的影響中，pAB=0.5614>0.05、pAC=0.0150<0.05、pBC=0.9861>0.05，即液料比和烘烤溫度、烘烤溫度和磨漿次數(shù)的交互作用不顯著，液料比和磨漿次數(shù)交互作用顯著，這與方差分析一致。

2.4 制備工藝條件優(yōu)化及驗(yàn)證

根據(jù)響應(yīng)面試驗(yàn)優(yōu)化結(jié)果，得到脫皮亞麻籽仁蛋白飲料原漿最優(yōu)制備工藝為：磨漿溫度為50 ℃，液料比為8.03:1 mL/g，小蘇打用量為0.25%，烘烤時(shí)間為45 s，烘烤溫度為120.03 ℃，磨漿次數(shù)為2.2次，在此條件下，脫皮亞麻籽仁飲料原漿可溶性蛋白得率為70.104%，L*為77.332。為進(jìn)一步驗(yàn)證響應(yīng)面法優(yōu)化結(jié)果的可靠性，且考慮到試驗(yàn)操作方便性，將得到的最佳工藝條件定為：磨漿溫度為50 ℃，料液比為1:8 g/mL，小蘇打用量為0.25%，烘烤時(shí)間為45 s，烘烤溫度為120 ℃，磨漿次數(shù)為1次豆?jié){機(jī)粗磨+1次膠體磨細(xì)磨，進(jìn)行了三次平行驗(yàn)證實(shí)驗(yàn)，測(cè)得可溶性蛋白得率的平均值為70.15%，L*平均值為77.32，試驗(yàn)結(jié)果與理論值相近，其相對(duì)誤差為0.046%和0.012%。

3 結(jié)論

本文研究了干熱處理對(duì)脫皮亞麻籽仁蛋白飲料原漿蛋白含量、固形物含量和色澤品質(zhì)的影響，同時(shí)對(duì)脫皮亞麻籽仁原漿制備工藝進(jìn)行了優(yōu)化。以脫皮亞麻籽仁蛋白飲料原漿的可溶性蛋白得率、色度值L*為指標(biāo)，通過Plackett-Burman設(shè)計(jì)篩選、Box-Behnken設(shè)計(jì)優(yōu)化得到的脫皮亞麻籽仁蛋白飲料原漿料原漿制備最佳工藝條件為：磨漿溫度為50 ℃，料液比為1:8 g/mL，小蘇打用量為0.25%，烘烤時(shí)間為45 s，烘烤溫度為120 ℃，磨漿次數(shù)為1次豆?jié){機(jī)粗磨+1次膠體磨細(xì)磨，在此優(yōu)化條件下，制備的脫皮亞麻籽仁原漿測(cè)得可溶性蛋白得率為70.15%±0.046%，L*為77.32%±0.012%，與理論值相近，說明原漿蛋白質(zhì)含量高，色澤乳白，同時(shí)帶有烘烤香氣。所得結(jié)果有利于提高植物蛋白飲料原料的品質(zhì)，對(duì)亞麻籽類蛋白飲料的研究與開發(fā)有一定科學(xué)借鑒價(jià)值。