徐建宗，郭超男，年國芳，賽依旦·居馬洪，周建中

(新疆農(nóng)業(yè)大學(xué) 食品科學(xué)與藥學(xué)學(xué)院，烏魯木齊 830002)

辣椒為茄科辣椒屬一年生草本植物，又名辣子、番椒、海椒、廣椒等，是我國重要的蔬菜作物，也是我國多省人們餐桌上的重要組成部分[1-2]。辣椒營養(yǎng)價值豐富，其果實中含有辣椒素、辣椒堿、維生素、辣椒色素、蛋白質(zhì)、糖和礦物質(zhì)等多種營養(yǎng)成分[3]。同時辣椒是我國栽植最廣的蔬菜之一，在我國多省皆有栽植[4]。近年來，辣椒產(chǎn)業(yè)中制干椒的飛速發(fā)展，已成為繼番茄加工之后蔬菜種植規(guī)模第二的產(chǎn)業(yè)[5]。新疆地區(qū)獨特的自然資源、周邊廣闊的戈壁灘和自然曬場為制干辣椒提供了有利條件[6]。新疆制干辣椒種植品種多以當?shù)仄贩N為主，主要包括線椒、板椒、鐵皮椒等，干線椒加工和銷售方式多以制醬和辣椒紅色素加工為主[7]。熏馬肉作為新疆維吾爾自治區(qū)哈薩克族傳統(tǒng)美食的翹楚，一直備受消費者喜愛。熏馬肉營養(yǎng)價值很高，富含10多種氨基酸以及鐵、鈣等礦物質(zhì)，同時蛋白質(zhì)含量高、脂肪含量低且質(zhì)量優(yōu)于牛、羊等[8]，熏馬肉于食用前仍需加熱使其熟化[9]，熏馬肉干加入辣椒醬的調(diào)制，探究制醬最優(yōu)工藝參數(shù)為新型辣醬的開發(fā)提供理論依據(jù)。目前辣椒醬工藝優(yōu)化研究以自然發(fā)酵和天然或人為加入乳酸菌發(fā)酵辣椒醬為主，不發(fā)酵辣椒醬工藝優(yōu)化相關(guān)研究較少，且不發(fā)酵辣椒醬工藝優(yōu)化又多以新型辣椒醬為主，其突出特點在于調(diào)配過程，重在研究其他調(diào)味料與辣椒混合后所附帶營養(yǎng)、保健等功能對辣椒醬的影響與優(yōu)化，強調(diào)的是調(diào)味料的影響作用，卻甚少研究干辣椒制醬過程中辣椒自身工藝優(yōu)化[10]。

本研究通過對不發(fā)酵辣椒醬加工工藝進行改良和優(yōu)化，搭配新疆特產(chǎn)熏馬肉開發(fā)出熏馬肉辣椒醬，同時為了規(guī)避評價員主觀原因?qū)嶒灥挠绊懀扇∧：龜?shù)學(xué)綜合評定和響應(yīng)面優(yōu)化二者結(jié)合的方法，優(yōu)化干椒制醬工藝，旨在為新疆辣椒醬走入市場提供一種新的思路，為干椒復(fù)水制醬工藝開發(fā)提供理論基礎(chǔ)。

1 材料與方法

1.1 材料

辣椒:新疆北疆安集海干線椒，采購于烏魯木齊市新北園春農(nóng)貿(mào)市場；熏馬肉：購于烏魯木齊聚眾旺盛商貿(mào)有限公司；鹽、糖、油等：購于本地商超。

1.2 實驗儀器與設(shè)備

C21S-C2130九陽電磁爐 九陽股份有限公司； Meilen電子天平 深圳市美孚電子有限公司；美吉斯真空包裝機 東莞市凱仕電器有限公司；TA-XT2i高精度專業(yè)食品質(zhì)構(gòu)儀 英國BMS有限公司； 電子油溫溫度計 樂清市米特爾電氣有限公司。

1.3 基礎(chǔ)配方

1.3.1 主料

干線椒30 g、熏馬肉24 g、葵花籽油120 g。

1.3.2 輔料

白砂糖1.5 g、鹽2.5 g、生姜粉0.9 g、桂皮0.1 g、八角粉0.1 g、小茴香0.2 g、香葉0.1 g、花椒粉0.5 g、草果0.1 g。

1.4 制作工藝與操作要點

1.4.1 工藝流程

1.4.2 操作要點

1.4.2.1 干辣椒處理

挑選無蟲害、完整無霉變、色澤較好的干線椒，除柄去蒂后清洗待復(fù)水。

1.4.2.2 復(fù)水與粉碎

復(fù)水選擇25 ℃環(huán)境，將干線椒清洗后浸泡于清水中，復(fù)水完成后切成長3 cm左右辣椒皮待炒制。

1.4.2.3 熏馬肉的預(yù)處理

挑取顏色深紅、肥瘦均勻、無腐爛變質(zhì)的熏馬肉，去除筋膜后置于清水中浸泡10 min后，洗凈除去油脂和肉皮。馬肉含水量較高，炒制成醬前應(yīng)切成1 cm3大小方塊待煸干水分。

1.4.2.4 炒制熟化

油溫表探頭深入油里，待油溫達到180 ℃放入馬肉丁煸干水分至見油不見水，調(diào)料于辣椒炒制完成30 s內(nèi)加入，以防止調(diào)料糊鍋和香氣揮發(fā)。

1.4.2.5 冷卻與包裝

將炒制熟化的辣椒醬成品冷卻后置于真空包裝袋中，于真空包裝機內(nèi)進行包裝。

1.4.2.6 滅菌貯藏

真空包裝后辣椒醬成品通過消毒裝置消毒，并在低溫和避光條件下儲存。

1.5 試驗設(shè)計

1.5.1 質(zhì)構(gòu)測定

采用TA-XT2i型質(zhì)構(gòu)儀測定辣椒醬的質(zhì)構(gòu)，根據(jù)文獻[11]的方法并稍加改進，采用P/5探頭，形變量50%，測前速度2 mm/s，測試速度1 mm/s，測后速度1 mm/s，觸發(fā)力8 g，測定硬度、內(nèi)聚性、彈性、咀嚼性。平行測定3次取平均值用于結(jié)果。

1.5.2 響應(yīng)面優(yōu)化試驗設(shè)計

在前期單因素試驗的基礎(chǔ)上，選定復(fù)水時間、炒制溫度、炒制時間為三因素，按照響應(yīng)面Box-Behnken設(shè)計原則以咀嚼度和感官評分為響應(yīng)值，選擇三因素三水平設(shè)計響應(yīng)面試驗，以-1，0，1代指變量三水平，并采取模糊數(shù)學(xué)綜合評價法研究三因素三水平對食品感官質(zhì)量的影響，結(jié)合響應(yīng)面優(yōu)化對辣椒醬制作工藝進行優(yōu)化，以期確定最佳制作工藝參數(shù)[12-14]。利用Design-Expert軟件對辣椒醬工藝條件進行數(shù)據(jù)分析，具體因素與水平見表1。

表1 響應(yīng)面試驗因素和水平Table 1 The factors and levels of response surface test

1.6 熏馬肉辣椒醬模糊感官評價構(gòu)建

1.6.1 感官評鑒與評分標準

按照GB/T 16291.1—2012《感官分析 選拔、培訓(xùn)與管理評價員一般導(dǎo)則》并參考曾習(xí)等[15]的辦法，選定10名食品相關(guān)專業(yè)的同學(xué)，5男5女，五感正常且敏感，無酗酒、抽煙等惡習(xí)，健康狀況和表達能力良好，經(jīng)驗豐富，具備必需的分辨差異能力，能勝任感官檢驗的人員組成感官評價小組。要求評價員對1～17號樣品按照感官評價標準分別從色澤、氣味、滋味和組織形態(tài)4個方面進行打分，并填寫感官評價表，具體評分標準見表2。

表2 熏馬肉辣椒醬感官評價標準Table 2 Sensory evaluation criteria for smoked horse meat chili sauce

1.6.2 因素集論域U的確定

因素集，即與評價事物有關(guān)因素的評價指標集，用U指代。本次研究中，即為熏馬肉干線辣椒醬產(chǎn)品質(zhì)量各相關(guān)因素構(gòu)成的評價指標集。選擇色澤、氣味、滋味和組織形態(tài)作為熏馬肉干線辣椒醬4個評價指標，其分別被表示為u1，u2，u3，u4，指代因素集U的4個子向量，即U={色澤，氣味，滋味，組織形態(tài)}[16]。

1.6.3 評語集V的建立

評語集是對評價事物質(zhì)量指標相關(guān)因素評價的結(jié)果，V即為評語集，vm指代出現(xiàn)的評語個數(shù)。本次研究中，將每個因素評價等級細分，根據(jù)感官評價分為優(yōu)(v1)、良(v2)、中(v3)、差(v4)4個評分等級。經(jīng)評價小組決定，確定辣椒醬的評語集為V={優(yōu)，良，中，差}[17]。

1.6.4 權(quán)重集分配方案的確定

權(quán)重指在指標評價時，由于各因素的作用和影響力不同，導(dǎo)致其重要程度不同，反映的是消費者對各種因素要求滿足的急切程度。對于辣椒醬因素論域中的4個因素，所占比重也不盡相同。參考姬長英[18]的方法，采用強制決定法對色澤、氣味、滋味、組織形態(tài)4個因素和4個評價標準構(gòu)建矩陣，因素兩兩進行對比，重要的計1分，不重要的計0分，自身比較得1分，最后歸一化處理數(shù)據(jù)。

1.6.5 模糊矩陣的建立和最終評價結(jié)果的確定

挑選10名評價員組成評價小組，分別對樣品因素集中色澤、氣味、滋味和組織形態(tài)進行感官打分，得到4個因素評價結(jié)果模糊矩陣Rj，j指代樣品編號。將Rj和權(quán)重集A 相乘得到第j 號樣品綜合評價集Bj，j數(shù)值設(shè)為1～17，賦值分數(shù)與綜合評價集Bj相乘得到最終感官綜合評分并作為響應(yīng)值。

2 結(jié)果與分析

2.1 模糊綜合評價結(jié)果與分析

2.1.1 權(quán)重集確定

針對評價因素采用強制決定法分別賦予4個因素權(quán)重占比，權(quán)重集用A表示，A={a1,a2,a3,a4}，其中a1,a2,a3,a4分別指代辣椒醬的色澤、氣味、滋味和組織形態(tài)的權(quán)重。依據(jù)統(tǒng)計結(jié)果，A={0.2,0.3,0.4,0.1},見表3。

表3 權(quán)重強制決定法Table 3 Forced determination method of weight

2.1.2 模糊評價感官分數(shù)結(jié)果

10名評價員構(gòu)成小組對樣品的色澤、氣味、滋味和組織形態(tài)4個方面無順序打分，統(tǒng)計分數(shù)并記錄，見表4。

表4 感官評價投票結(jié)果Table 4 Voting results of sensory evaluation

2.1.3 模糊變換與評價矩陣結(jié)果

將表4中感官評價票數(shù)結(jié)果按照10名評價員折算成相應(yīng)的比例，結(jié)合表中所有結(jié)果表示為向量，根據(jù)隸屬度原則構(gòu)造并得到綜合評價矩陣Rj，共計17個矩陣：

第j號模糊矩陣表示為：

式中：m和 n數(shù)字皆為從1到4，即為4個因素評價等級比例占比，j=1，2，3……17為樣品編號，rn1,rn2,rn3……rn4表示第n個評價指標對應(yīng)項所獲得的票數(shù)比例。

根據(jù)模糊變換原理[19]，對于綜合評價結(jié)果B=A·R,因此對于第j號樣品，則Bj=A·Rj。

因而對于1號樣品，綜合評價集B1=A·R1=(0.22,0.57,0.17,0.04),按此法獲得其他樣品綜合評價集，結(jié)果如下：

R2=(0.04,0.35,0.54,0.07)，R3=(0.15,0.61,0.24,0)，R4=(0.12,0.46,0.39,0.03)，R5=(0,0.1,0.62,0.28)，R6=(0.16,0.38,0.35,0.11)，R7=(0.36,0.38,0.26,0)，R8=(0.2,0.39,0.34,0.07)，R9=(0.01,0.33,0.57,0.09)，R10=(0,0.24,0.6,0.16)，R11=(0,0.17,0.53,0.3)，R12=(0.08,0.25,0.61,0.06)，R13=(0.17,0.57,0.23,0.03)，R14=(0.44,0.3,0.26,0)，R15=(0.19,0.65,0.16,0)，R16=(0.24,0.66,0.1,0)，R17=(0.36,0.48,0.16,0)。

對以上評價結(jié)果優(yōu)、良、中、差分別賦值90，80，70，60分，賦值結(jié)果與以上17組數(shù)據(jù)進行加乘，得到最終感官評分，見表5。

表5 Box-Behnken試驗設(shè)計與結(jié)果Table 5 Design and results of Box-Behnken test

2.2 熏馬肉干絲辣椒醬Box-Behnken優(yōu)化結(jié)果分析

在前期單因素試驗基礎(chǔ)上，以復(fù)水時間A、炒制溫度B、炒制時間C為研究對象，以感官評分和咀嚼度作為響應(yīng)值，利用響應(yīng)面對其進行設(shè)計優(yōu)化熏馬肉制作工藝，結(jié)果見表5。其中12個析因試驗，5個中心平行試驗。使用Design-Expert 8.0.6.1中Box-Behnken響應(yīng)面優(yōu)化程序?qū)Ρ碇芯捉蓝群湍：龜?shù)學(xué)綜合評價所得結(jié)果進行多元回歸模型擬合得到回歸方程：

咀嚼度Y1=279.98-7.03A+7.24B+12.08C+23.35AB-3.25AC-21.15BC-22.19A2-34.31B2-39.45C2。

感官評分Y2=81.30-2.16A+1.34B+1.67C+2.75AB-0.18AC-3.08BC-2.28A2-2.53B2-5.30C2。

對回歸方程與模型采用方差分析，結(jié)果見表6和表7。

表6 響應(yīng)值感官評分方差分析表Table 6 Analysis of variance of sensory score of response values

由表6可知，該感官評分回歸模型的P值為0.0002,此結(jié)果表明回歸模型極顯著，同時失擬項表現(xiàn)為不顯著，表明模型在回歸區(qū)域各因素之間模擬好，較為穩(wěn)定，無需調(diào)整，可以很好地分析后續(xù)數(shù)據(jù)。其中多元相關(guān)系數(shù)R2=0.9699，表示線性回歸模型分析總離差平方和中由回歸平方影響的值，該方差分析表中多元相關(guān)系數(shù)R2較大且接近1，可看出模型準確且回歸效果顯著，擬合度較高。校正決定系數(shù)RAdj2=0.9311，表示考慮獨立變量個數(shù)影響下對多元決定系數(shù)R2進行校正以后的值，表明感官評分指數(shù)約93.11%由獨立變量所決定。變異系數(shù)C.V.=1.57%<10%，變異系數(shù)低可解釋為數(shù)據(jù)穩(wěn)定性高，試驗具備較高可信度與精確度[20]。模型的因子交互作用方面，一次項A(復(fù)水時間)、C(炒制時間)影響極顯著(P<0.01),B(炒制溫度)影響顯著(P<0.05),二次項A2、B2、C2差異性影響極顯著(P<0.01)，交互作用項AB、BC差異性也極顯著(P<0.01)。表明該試驗各個影響因素之間交互作用對感官評分具有顯著差異，并由F值可知對感官評分的影響主次順序為A(復(fù)水時間)>C(炒制時間)>B(炒制溫度)。

表7 響應(yīng)值咀嚼度方差分析表Table 7 Analysis of variance of response value chewiness

續(xù) 表

由表7可知，該咀嚼度線性回歸模型的P<0.0001，模型達極顯著水平，失擬項不顯著(P>0.05),表明模型在回歸區(qū)域各因素之間模擬好，較為穩(wěn)定，無需調(diào)整，可以很好地分析后續(xù)數(shù)據(jù)。多元相關(guān)系數(shù)R2=0.9894，表示回歸模型因變量98.94%的變異，此回歸模型的R2較高，表明模型擬合度高且可預(yù)測效果顯著，校正決定系數(shù)RAdj2= 0.9757，校正回歸系數(shù)較大，指代回歸方程更優(yōu)，表示咀嚼度指數(shù)約97.57%由獨立變量所決定，回歸模型預(yù)測更為準確且客觀。C.V.=2.42%<10%，數(shù)據(jù)變異系數(shù)較低，具備較高可信度與精確度。 模型的因子交互作用方面，一次項B、C影響極顯著(P<0.01),A影響顯著(P<0.05),二次項A2、B2、C2影響極顯著(P<0.01)，交互作用項AB、BC影響極顯著(P<0.01)。表明該試驗各個影響因素之間交互作用對咀嚼度具有顯著差異，并由F值可知對咀嚼度影響的主次順序為A(復(fù)水時間)>C(炒制時間)>B(炒制溫度)。

2.3 響應(yīng)面分析

通過上述回歸模型，不難看出兩個模型都對交互因素AC不顯著，另外兩組交互因素復(fù)水時間和炒制溫度、炒制溫度和炒制時間之間具有顯著性。復(fù)水時間和炒制溫度對感官評分的影響見圖1，炒制溫度和炒制時間對感官評分的影響見圖2，復(fù)水時間和炒制溫度對質(zhì)構(gòu)特性咀嚼度的影響見圖3，炒制溫度和炒制時間對質(zhì)構(gòu)特性咀嚼度的影響見圖4。

圖1 復(fù)水時間和炒制溫度對綜合評分影響的響應(yīng)面及等高線Fig.1 Response surface diagram and contour plot of effect of rehydration time and frying temperature on comprehensive score

圖2 炒制溫度和炒制時間對綜合評分影響的響應(yīng)面及等高線Fig.2 Response surface diagram and contour plot of effect of frying temperature and frying time on comprehensive score

圖3 復(fù)水時間和炒制溫度對咀嚼度影響的響應(yīng)面及等高線Fig.3 Response surface diagram and contour plot of effect of rehydration time and frying temperature on chewiness

圖4 炒制溫度和炒制時間對咀嚼度影響的響應(yīng)面及等高線Fig.4 Response surface diagram and contour plot of effect of frying temperature and frying time on chewiness

響應(yīng)面和等高線圖中，等高線圖考察兩因素之間與因變量作用造成影響的定量變化，等高線圖中曲線彎曲程度表示對結(jié)果影響程度的大小，越趨近于圓表示交互作用越不顯著，越趨近于橢圓表示交互作用越顯著[21]。由表6和圖1可知，等高線圖趨于橢圓，復(fù)水時間和炒制溫度之間交互作用較為顯著，且等高線圖由深變淺，變化速率較快，坡度越大表示對試驗結(jié)果影響越顯著。當復(fù)水時間不變時，能較為明顯地發(fā)現(xiàn)感官評分隨著炒制溫度的提升而呈現(xiàn)增長趨勢，從3D立體圖可看出，曲面傾斜度較大，意味著復(fù)水時間和炒制溫度對響應(yīng)值影響較大，二者交互顯著。感官綜合評分在適當?shù)膹?fù)水時間和炒制溫度下具有最大值，該最大值出現(xiàn)在復(fù)水時間為4～5 h，溫度為136～144 ℃時。

由表6和圖2可知，等高線圖呈橢圓且3D立體圖爬坡較陡峭，由等高線可知，在復(fù)水時間保持不變時，所對應(yīng)因素炒制溫度和炒制時間的交互作用影響顯著，炒制溫度和炒制時間在0水平時交互獲得最大感官評分。炒制溫度恒定時，感官評分隨炒制時間的延長先升高后降低，于145 ℃時獲得最大感官評分；當炒制溫度和炒制時間為定值時，感官評分隨復(fù)水時間的增加先升高后逐漸降低。此外，響應(yīng)面圖曲線較為彎曲且靠近炒制時間處較為稠密，可知在復(fù)水時間保持定值時，炒制時間對感官評分的影響程度高于炒制溫度。

由表7和圖3可知，當炒制時間一定時，兩影響因素間交互作用顯著。復(fù)水時間和炒制溫度在等高線上存在最大值，該最大值在復(fù)水時間5.75～6.5 h和炒制溫度136.39～142 ℃范圍內(nèi)，復(fù)水時間不變時，咀嚼度隨著炒制溫度升高而逐漸變大，增大到最大值后呈降低趨勢，由較為彎曲的響應(yīng)面圖和靠近復(fù)水時間側(cè)響應(yīng)面圖更為稠密可知，兩相比較，復(fù)水時間對咀嚼度的影響高于炒制溫度。

由表7和圖4可知，等高線圖呈曲率較低的橢圓形，當復(fù)水時間一定時，炒制溫度和炒制時間之間交互作用顯著，等高線上出現(xiàn)最值點，最大值范圍位于炒制溫度140～144 ℃與炒制時間4～4.5 h范圍內(nèi)，咀嚼度大小在炒制溫度為定值時隨著炒制時間的增加增大到最大值后降低。由響應(yīng)面靠近炒制時間一側(cè)線更稠密可知，炒制時間對咀嚼度的影響高于炒制溫度。

2.4 參數(shù)優(yōu)化驗證試驗

借助Design-Expert 8.6.0.1軟件分析響應(yīng)面優(yōu)化結(jié)果，得到最佳熏馬肉辣椒醬最優(yōu)工藝組合為復(fù)水時間5.31 h、炒制溫度138.93 ℃、炒制時間4.18 min，此時得到最大感官評分值81.916分，咀嚼度為281.018 mJ。應(yīng)用到實際試驗中，此工藝應(yīng)改變?yōu)閺?fù)水時間5.3 h、炒制溫度140 ℃、炒制時間4.2 min。在此工藝下準備驗證試驗，3次工藝條件不變，獲得3次試驗平均值依次為感官評分80.23分，咀嚼度275.573 mJ。該結(jié)果與理論值接近，相對誤差分別約為2.1%和1.9%。數(shù)據(jù)表明此模型擬合較好，同時證明應(yīng)用模糊數(shù)學(xué)法結(jié)合響應(yīng)面優(yōu)化對熏馬肉辣椒醬工藝優(yōu)化合理且科學(xué)。

3 結(jié)論

本試驗通過對熏馬肉辣椒醬進行感官評定，采用模糊數(shù)學(xué)綜合評價，在此基礎(chǔ)上通過響應(yīng)面試驗進一步確定熏馬肉辣椒醬的工藝條件并優(yōu)化，借助Design-Expert獲得工藝最優(yōu)條件為復(fù)水時間5.3 h、炒制溫度140 ℃、炒制時間4.2 min，于此工藝下制成的熏馬肉辣椒醬復(fù)合香味明顯，辣味適中，兼具咸香，黏性適中，流動性較好，為新疆方便食品伴侶辣醬加工工藝提供了理論依據(jù)。