響應(yīng)面法優(yōu)化低鹽花生銀耳牛肉醬工藝配方

鄧源喜，武杰，陳佳，許暉，王家良，閆永

（1.蚌埠學(xué)院食品與生物工程學(xué)院，安徽蚌埠 233030；2.安徽中糧油脂有限公司，安徽蚌埠 233705）

響應(yīng)面法優(yōu)化低鹽花生銀耳牛肉醬工藝配方

鄧源喜1，武杰1，陳佳1，許暉1，王家良1，閆永2

（1.蚌埠學(xué)院食品與生物工程學(xué)院，安徽蚌埠 233030；2.安徽中糧油脂有限公司，安徽蚌埠 233705）

為提高花生銀耳牛肉醬的感官品質(zhì)，以花生、銀耳、牛肉為主要原料，研究花生銀耳牛肉醬加工的最優(yōu)工藝配方。對黃豆醬使用量、復(fù)合糖使用量、牛肉使用量以及銀耳花生加入比4個(gè)因素分別進(jìn)行單因素試驗(yàn)，根據(jù)單因素試驗(yàn)結(jié)果設(shè)計(jì)Box-Benhnken中心組合試驗(yàn)，以花生銀耳牛肉醬的感官評分為指標(biāo)，采用響應(yīng)面優(yōu)化法確定花生銀耳牛肉醬加工的最佳工藝配方。結(jié)果表明：花生銀耳牛肉醬加工最優(yōu)工藝配方為：黃豆醬添加量（A）34.99%、復(fù)合糖添加量（B）6.18%、牛肉用量（C）13.91%、銀耳花生加入比（D）1.82∶1（總量16.18%）。按優(yōu)化后的工藝配方預(yù)期制作的花生銀耳牛肉醬感官評分為89.56，實(shí)際得分為88.08，花生銀耳牛肉醬的感官品質(zhì)達(dá)到最佳。

花生銀耳牛肉醬；工藝配方；響應(yīng)面分析

花生富含氨基酸、脂肪、卵磷脂，也含有維生素A、維生素B等多種維生素以及鈣、鐵等礦物元素，具有較高的營養(yǎng)價(jià)值，經(jīng)常食用花生能起到滋補(bǔ)益壽作用［1］。而銀耳享有“菌中之冠”的美名。銀耳營養(yǎng)豐富，食味鮮美，不但是營養(yǎng)價(jià)值很高的食用菌，也是藥用價(jià)值較高的藥用菌，是世界公認(rèn)的保健品。長期服用銀耳多糖能降低血壓、血脂，有防止動(dòng)脈硬化、抑制腫瘤、增強(qiáng)機(jī)體免疫功能，有延緩衰老和護(hù)膚之功效［2，3］。牛肉是一種低脂肪、高蛋白的肉類食品，其蛋白質(zhì)含量可達(dá)到22%，其氨基酸組成比豬肉更接近人體需要，可提高機(jī)體抗病能力，享有“肉中驕子”的美稱［4，5］。隨著國內(nèi)外對三低（低鹽、低糖、低脂肪）食品的發(fā)展越來越重視，食品低鹽化也成為全球食品發(fā)展的總趨勢。食品的低鹽化可以較大程度地降低長期食用高鹽食品可能會給人體帶來的一系列危害。由于低鹽醬制品中的食鹽含量較低，因此對產(chǎn)品的保存有所影響，而天然香辛料對低鹽醬中的主要微生物有抑制作用，所以可以通過添加適當(dāng)?shù)奶烊幌阈亮弦匝娱L保存期。醬制品在中國烹飪史上享有很高的地位。當(dāng)代對于醬制品的研究也不占少數(shù)，比如謝主蘭等以市售新鮮小蝦為原料，通過對配方及工藝的優(yōu)化，經(jīng)中性蛋白酶酶解制備具有獨(dú)特風(fēng)味并具有保健功能的低鹽蝦醬。洪澤雄等以果蔬汁、骨湯為主要原料，再輔以食鹽、糖、味精以及香辛料，通過正交試驗(yàn)選擇出最佳的工藝參數(shù)，研制出了一種新型的營養(yǎng)復(fù)合調(diào)味料。另外，魚香味調(diào)味醬、平菇雞肉調(diào)味醬、中式鵝肝調(diào)味醬等一系列其他調(diào)味醬也已經(jīng)研制成功，但截至目前花生銀耳牛肉醬的研究還未見報(bào)道。因此，加快我國調(diào)味醬市場新科技開發(fā)和功能性調(diào)味料的研制勢在必行［6－18］。低鹽花生銀耳牛肉醬是一種功能性的復(fù)合調(diào)味醬，是以牛肉、黃豆醬為主要原料，通過降低牛肉醬中食鹽的含量，添加花生、銀耳以及天然調(diào)味料等，經(jīng)過熬制和炒醬等工藝過程制得的一種即食熟制調(diào)味醬。本研究重點(diǎn)對低鹽花生銀耳牛肉醬的制作工藝配方進(jìn)行了優(yōu)化，旨在為功能性調(diào)味醬新產(chǎn)品的開發(fā)提供理論參考。

1 材料與方法

1.1 材料與試劑

材料：新鮮牛肉、花生、銀耳、干辣椒、大蒜、生姜、蔥、黃豆醬、食用油、無碘低鈉鹽、味精、香辛料、黃酒、白砂糖、麥芽糖，均購于蚌埠華運(yùn)超市。

試劑：木瓜蛋白酶（實(shí)驗(yàn)室提供）。

1.2 儀器與設(shè)備

DH-2082電磁爐 湖北美拉達(dá)電器集團(tuán)；四旋玻璃罐（220 g容量） 徐州華聯(lián)玻璃制品有限公司；OOP-243電子天平 上海精密科學(xué)儀器有限公司；AB-323分析天平 上海海康電子儀器廠；烘箱 蘇州豪威樂烘箱設(shè)備有限公司；不銹鋼鍋、不銹鋼刀。

1.3 試驗(yàn)方法

1.3.1 低鹽花生銀耳牛肉醬制作工藝

1.3.1.1 試驗(yàn)工藝流程

1.3.1.2 操作要點(diǎn)

銀耳丁的制備：選擇優(yōu)質(zhì)的銀耳原料，沖淋干凈后，放進(jìn)清水中浸泡1 h，待銀耳充分柔軟即可，切成0.3～0.5 cm的可見碎丁，備用。

花生丁的制備：選擇優(yōu)質(zhì)的花生原料，放入烘箱中烘熟烘干（注意烘干時(shí)間及烘箱溫度，避免不熟或烘糊），然后冷卻使其變脆，并揉搓以去除表皮。將表皮去除后的花生切碎成0.5 cm左右的可見碎丁，備用。

牛肉丁的制備：選擇新鮮牛肉，清洗后剔除筋膜，放入濃度為3%的木瓜蛋白酶溶液中置于55℃的恒溫水浴鍋中保溫40 min使牛肉軟化，然后進(jìn)行煮制，切成0.3～0.5 cm的可見碎丁后，備用。

其他原料的制備：干辣椒：干辣椒去籽，用不銹鋼刀切成0.3 cm左右的辣椒片，備用。姜：用清水洗凈，除去表皮后用刀切成姜末，備用。蒜：將大蒜頭洗凈后剝皮，拍碎，切成蒜末，備用。圓蔥：將新鮮圓蔥剝皮后用水清洗干凈，切成0.3 cm的蔥丁后，備用。

炒制：將適量食用油入鍋后，加熱，待油溫八成熱時(shí)向鍋中加入備用的辣椒，炸出香味，接著放入蔥丁、姜末、蒜末爆炒出香味，再放入黃豆醬，炒出醬香味，隨后放入處理好的牛肉丁，炒制5 min左右后依次放入銀耳丁、花生丁，加入復(fù)合糖和各種香辛料調(diào)味，煮沸5～8 min，在醬出鍋前加入味精和黃酒并攪拌均勻。制醬過程的關(guān)鍵在于醬的炒制，炒制過程中應(yīng)該注意控制油的溫度以及醬的炒制程度。同時(shí)，加入輔料后注意攪拌以防醬體變焦以致產(chǎn)品味道變苦，影響成品的風(fēng)味與色澤。

裝罐、殺菌：將經(jīng)上述步驟制得的醬體充分?jǐn)嚢韬蟪脽嵫b入經(jīng)消毒處理后的四旋玻璃瓶中，裝填完畢后封口，不用封得太緊。將經(jīng)前述步驟處理好后的玻璃瓶置于水浴鍋中加熱，待瓶內(nèi)醬體中心溫度達(dá)到85℃左右時(shí)封緊瓶蓋。處理好后，繼續(xù)放置在90℃水浴鍋中加熱殺菌10 min，經(jīng)殺菌處理后快速分段冷卻至40℃以下，經(jīng)過上述一系列步驟處理后就可以得到成品。

1.3.2 低鹽花生銀耳牛肉醬感官評定標(biāo)準(zhǔn)

為了使低鹽花生銀耳牛肉醬具有最好的風(fēng)味、色澤、口感以及組織狀態(tài)，首先做各個(gè)因素的單因素試驗(yàn)，經(jīng)過前期查閱大量資料之后，選出4個(gè)最主要的影響因素：黃豆醬的用量、花生與銀耳的比、牛肉的加入量、復(fù)合糖（白砂糖∶麥芽糖為1∶1）添加量，選擇這4個(gè)因素的最適使用量，在此基礎(chǔ)上，分別選取這4個(gè)因素進(jìn)行響應(yīng)面優(yōu)化試驗(yàn)，再經(jīng)過對試驗(yàn)數(shù)據(jù)的分析，采用響應(yīng)面分析法優(yōu)化配方，以得到最優(yōu)的工藝配方。

邀請15位實(shí)驗(yàn)室同學(xué)組成評定小組，根據(jù)表1的感官評定標(biāo)準(zhǔn)，對本試驗(yàn)研發(fā)的低鹽花生銀耳牛肉醬在口感、色澤、風(fēng)味以及組織狀態(tài)上進(jìn)行綜合性評分，取所得的平均分為感官評價(jià)最終得分。

表1 感官評定標(biāo)準(zhǔn)Table 1 Sensory evaluation standards

1.3.3 單因素試驗(yàn)

按不同的花生與銀耳的比例、牛肉的使用量、黃豆醬的使用量、復(fù)合糖的使用量分別做單因素試驗(yàn)，并測定各因素對牛肉醬感官評定的影響，以此選出各因素的最適宜使用量。

1.3.3.1 黃豆醬添加量的選擇

根據(jù)試驗(yàn)前所做預(yù)試驗(yàn)得到的結(jié)果，保持其他原料的加入量不變，將黃豆醬按照20%，30%，40%，50%，60%的添加量分別制醬，邀請15位實(shí)驗(yàn)室同學(xué)組成評定小組，根據(jù)表1所述的評定標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行感官評分，并根據(jù)感官評價(jià)得分，選出最適的黃豆醬添加量。

1.3.3.2 復(fù)合糖添加量的選擇

在上述試驗(yàn)結(jié)果的基礎(chǔ)上，控制黃豆醬添加量不變，并保持其他原料的加入量不變，將復(fù)合糖（白砂糖∶麥芽糖為1∶1復(fù)配而成）以2%，4%，6%，8%，10%5個(gè)不同添加量進(jìn)行制醬，邀請15位實(shí)驗(yàn)室同學(xué)組成評定小組，根據(jù)表1所述的評定標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行感官評分，并根據(jù)感官評價(jià)得分，選出最適的復(fù)合糖添加量。

1.3.3.3 牛肉添加量的選擇

在上述試驗(yàn)結(jié)果的基礎(chǔ)上，控制復(fù)合糖加入量以及黃豆醬添加量不變，將處理好的牛肉以5%，10%，15%，20%，25%5個(gè)不同添加量分別制醬，邀請15位實(shí)驗(yàn)室同學(xué)組成評定小組，根據(jù)表1所述的評定標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行感官評分，并根據(jù)感官評價(jià)得分，選出最適的牛肉添加量。

1.3.3.4 銀耳花生加入比的選擇

在上述試驗(yàn)結(jié)果的基礎(chǔ)上，控制黃豆醬使用量、牛肉添加量、復(fù)合糖添加量不變，將處理好的銀耳丁、花生丁以5∶1，4∶1，3∶1，2∶1，1∶1 5個(gè)不同配比進(jìn)行制醬，并且邀請15位實(shí)驗(yàn)室同學(xué)組成評定小組，根據(jù)表1所述的評定標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行感官評分，并根據(jù)感官評價(jià)得分，選出最適的銀耳與花生添加比。

1.3.4 響應(yīng)面試驗(yàn)設(shè)計(jì)及數(shù)據(jù)處理

根據(jù)以上單因素試驗(yàn)結(jié)果，選取對牛肉醬感官評分有影響的單因素作為自變量，以各個(gè)因素在各自的單因素試驗(yàn)中感官評定得分值最高點(diǎn)以及周圍的2個(gè)點(diǎn)作為自變量水平，以感官評定得分為響應(yīng)值，采用Box-Benhnken Design（BBD）試驗(yàn)方法設(shè)計(jì)試驗(yàn)，對影響牛肉醬感官評定的以下4個(gè)主要因素：黃豆醬添加量、復(fù)合糖（白砂糖∶麥芽糖為1∶1）添加量、牛肉添加量及銀耳與花生之比進(jìn)行優(yōu)化試驗(yàn)，以黃豆醬添加量（g）、復(fù)合糖（白砂糖∶麥芽糖為1∶1）添加量（g）、牛肉添加量（g）及銀耳與花生之比為自變量，分別用A，B，C，D代表，并以－1，0，1分別代替每個(gè)自變量的相應(yīng)水平，以感官評定得分為響應(yīng)值，按工藝流程進(jìn)行炒制、裝罐、殺菌，并邀請15位實(shí)驗(yàn)室同學(xué)組成感官評定小組，根據(jù)表1所述的評定標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行感官評分，采用響應(yīng)面軟件Design Expert 8.0.6處理數(shù)據(jù)，得出最佳工藝配方。

2 結(jié)果與分析

2.1 單因素試驗(yàn)結(jié)果及數(shù)據(jù)分析

2.1.1 黃豆醬添加量對產(chǎn)品感官品質(zhì)的影響

圖1 黃豆醬添加量對花生銀耳牛肉醬感官品質(zhì)的影響Fig.1 Influence of soybean paste additive amount on the sensory quality of low-salt beef sauce with peanut and tremella

由圖1可知，黃豆醬在20%～60%的添加范圍內(nèi)，隨著黃豆醬的添加，感官評定分值也逐漸增加；當(dāng)黃豆醬加入量為40%時(shí)，牛肉醬的風(fēng)味、口感、色澤及組織狀態(tài)均達(dá)到相對較好的水平，此時(shí)感官評定得分最高，隨著黃豆醬加入量的增多，產(chǎn)品的風(fēng)味、口感均開始有不同程度地下降。故可確定40%為黃豆醬的最佳加入量。

2.1.2 復(fù)合糖添加量對產(chǎn)品感官品質(zhì)的影響

不同復(fù)合糖添加量對產(chǎn)品品質(zhì)的感官影響見圖2。

圖2 復(fù)合糖添加量對花生銀耳牛肉醬感官品質(zhì)的影響Fig.2 Influence of complex sugar additive amount on the sensory quality of low-salt beef sauce with peanut and tremella

由圖2可知，復(fù)合糖在2%～10%的添加范圍內(nèi)，隨著復(fù)合糖的添加，產(chǎn)品的感官評定分值逐漸增加，在復(fù)合糖加入量為6%時(shí)，產(chǎn)品的感官評定得分達(dá)到最高，此時(shí)制得的醬具有相對較好的品質(zhì)。而當(dāng)復(fù)合糖添加量超過6%后，隨著糖的加入，所得產(chǎn)品的感官評分逐漸下降，并且由于復(fù)合糖的過多加入，導(dǎo)致制得的醬甜度太大，讓人感覺過于甜膩。所以，確定6%為復(fù)合糖的最適添加量。

2.1.3 牛肉添加量對產(chǎn)品感官品質(zhì)的影響

圖3 牛肉添加量對花生銀耳牛肉醬感官品質(zhì)的影響Fig.3 Influence of beef additive amount on the sensory quality of low-salt beef sauce with peanut and tremella

由圖3可知，牛肉添加量在5%～25%的范圍內(nèi)，隨著牛肉加入量的增多，所制得的醬的感官評分逐漸升高，產(chǎn)品醬的風(fēng)味隨之改善，在牛肉添加量達(dá)到15%時(shí)，制得的醬既有黃豆醬的風(fēng)味，又有牛肉、花生、銀耳所特有的肉制品風(fēng)味。當(dāng)牛肉加入量超過15%時(shí)，所得到的牛肉醬的感官評分逐漸下降。因此，選擇15%為牛肉的最適加入量。

2.1.4 銀耳、花生添加比對產(chǎn)品感官品質(zhì)的影響

不同銀耳、花生添加比對產(chǎn)品感官品質(zhì)的影響見圖4。

圖4 銀耳花生加入比對花生銀耳牛肉醬感官品質(zhì)的影響Fig.4 Influence of the additive ratio of tremella and peanut on sensory quality of low-salt beef sauce with peanut and tremella

由圖4可知，隨著加入的銀耳與花生之比的改變，產(chǎn)品的感官評分分值先升高再下降，隨著銀耳添加量所占比例的減小，產(chǎn)品醬的感官評定分值先升高再降低。當(dāng)銀耳與花生之比為2∶1時(shí)，產(chǎn)品綜合評分最高，牛肉醬品質(zhì)最好。因此，選擇銀耳與花生的加入比2∶1為適宜添加比。

2.2 響應(yīng)面法優(yōu)化工藝配方的試驗(yàn)結(jié)果與分析

2.2.1 響應(yīng)面優(yōu)化試驗(yàn)

根據(jù)上述的單因素試驗(yàn)結(jié)果，選取對牛肉醬感官評分有影響的單因素作為自變量，以每個(gè)因素在各自的單因素試驗(yàn)中感官評定獲得的最優(yōu)值以及周圍的2個(gè)點(diǎn)作為自變量水平，以感官評定得分為響應(yīng)值，采用Box-Benhnken Design（BBD）試驗(yàn)方法設(shè)計(jì)試驗(yàn)，對影響牛肉醬感官評定的黃豆醬添加量、復(fù)合糖（白砂糖∶麥芽糖為1∶1）添加量、牛肉添加量及銀耳與花生之比4個(gè)主要因素進(jìn)行優(yōu)化試驗(yàn)，以黃豆醬添加量（%）、復(fù)合糖（白砂糖∶麥芽糖為1∶1）添加量（%）、牛肉添加量（%）及銀耳與花生之比為自變量，分別用A，B，C，D表示，并以－1，0，1分別代表每個(gè)自變量的相應(yīng)水平，以感官評定得分為響應(yīng)值，得到各因素水平值與編碼值見表2。

表2 響應(yīng)面試驗(yàn)因素水平與編碼Table 2 Factor level and encoding of response surface experiments

根據(jù)表2，將各因素的水平值依次輸入Design Expert 8.0.6軟件中，按照BBD試驗(yàn)方案進(jìn)行試驗(yàn)，得到表3，記錄每組因素組合的試驗(yàn)結(jié)果。

表3 響應(yīng)面試驗(yàn)設(shè)計(jì)及結(jié)果Table 3 Experimental design and results of response surface experiments

2.2.2 試驗(yàn)結(jié)果分析

根據(jù)上述試驗(yàn)，利用軟件Design Expert進(jìn)行回歸擬合，可得到以感官評分為函數(shù)的二次多項(xiàng)式回歸方程：Y＝89.20－0.67A＋0.75B－1.0C－0.58D＋0.75AB＋0.25AD＋0.25BC－0.75BD－0.25CD－0.64A2－2.52B2－2.14C2－2.02D2，該式中A，B，C，D分別為黃豆醬用量、復(fù)合糖用量、牛肉用量及銀耳與花生加入比。

該多項(xiàng)式中各項(xiàng)系數(shù)的絕對值大小反映出各響應(yīng)因素對產(chǎn)品感官評分的影響程度，由多項(xiàng)式可知，各因素影響程度大小順序?yàn)椋号Ｈ庥昧浚–）＞復(fù)合糖用量（B）＞黃豆醬用量（A）＞銀耳與花生加入比（D）。為進(jìn)一步確定回歸方程的有效性，運(yùn)用Design Expert 8.0.6軟件對上述回歸方程進(jìn)行方差分析，見表4。

表4 回歸模型方差分析Table 4 Analysis of variance of regression equation

由表4可知，回歸方程模型極顯著（F＝9.35，p＜0.0001），失擬項(xiàng)不顯著（p＝0.4652＞0.05），表明該方程模型極顯著，使用該方程模擬真實(shí)的四因素三水平的分析是可行的，通過試驗(yàn)得到的二次回歸方程能很好地對響應(yīng)面值進(jìn)行預(yù)測。模型的相關(guān)系數(shù)R2＝0.9034，表明自變量與響應(yīng)值之間的線性關(guān)系顯著，可用于試驗(yàn)的理論預(yù)測。調(diào)整確定系數(shù)RAdj2＝0.8068，表明回歸方程與試驗(yàn)值具有高度擬合性，該模型可很好解釋響應(yīng)值的變化，試驗(yàn)誤差小。因此，該回歸模型可用來對低鹽花生銀耳牛肉醬的工藝配方進(jìn)行優(yōu)化。經(jīng)回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)可知，模型中因素C對牛肉醬感官總分的線性效應(yīng)極顯著，因素B，A，D對牛肉醬感官總分的線性效應(yīng)顯著，因素B2，C2，D2對牛肉醬感官總分的曲面效應(yīng)極顯著。

2.2.3 響應(yīng)曲面和等高線圖分析

依據(jù)回歸方程模型依次做出試驗(yàn)因素間交互作用的三維立體響應(yīng)面圖以及相應(yīng)的等高線圖，反映出在某因素保持在中心值穩(wěn)定的條件下，其他2個(gè)因素的交互作用對產(chǎn)品醬感官品質(zhì)的影響。等高線為橢圓形表明因素間交互作用顯著，圓形則表明交互作用不顯著。

牛肉使用量為15%，銀耳花生加入比為2∶1的情況下制醬，考察黃豆醬用量（A）與復(fù)合糖用量（B）對產(chǎn)品感官品質(zhì)的交互影響見圖5。

圖5 Y＝f（A，B）曲面和等高線（C＝15.00，D＝2.00）Fig.5 Curved surface plot and contour line for Y＝f（A，B）（C＝15.00，D＝2.00）

由圖5可知，黃豆醬用量與復(fù)合糖用量的交互作用不顯著，感官總分主要受B因素影響。黃豆醬用量為40%時(shí)，添加較多的復(fù)合糖才能得到較高的感官總分，當(dāng)復(fù)合糖添加量為6%時(shí)，隨著復(fù)合糖添加量的增加，感官總分開始下降。

在復(fù)合糖添加量為6%，銀耳與花生的加入比為2∶1的情況下制醬，考察黃豆醬添加量（A）與牛肉添加量（C）的交互作用對成品醬感官品質(zhì)的影響見圖6。

圖6 Y＝f（A，C）曲面和等高線（B＝6.00，D＝2.00）Fig.6 Curved surface plot and contour line for Y＝f（A，C）（B＝6.00，D＝2.00）

由圖6可知，黃豆醬添加量與牛肉添加量的交互作用不顯著，感官總分主要受C因素影響。黃豆醬用量為40%時(shí)，隨著復(fù)合糖添加量的增加，感官總分顯著升高然后緩慢下降。

在復(fù)合糖添加量（B）為6%和牛肉添加量（C）為15%的條件下制醬，考察黃豆醬添加量和銀耳花生加入比的交互作用對產(chǎn)品感官品質(zhì)的影響見圖7。

圖7 Y＝f（A，D）曲面和等高線（B＝6.00，C＝15.00）Fig.7 Curved surface plot and contour line for Y＝f（A，D）（B＝6.00，C＝15.00）

由圖7可知，黃豆醬使用量與銀耳花生加入比的交互作用不顯著，感官總分主要受A因素影響。當(dāng)銀耳花生加入比為2∶1時(shí)，添加較多的黃豆醬才能得到較高的感官總分。

在黃豆醬用量為40%，花生銀耳加入比為2∶1的情況下制醬，考察復(fù)合糖用量與牛肉用量的交互作用對產(chǎn)品感官品質(zhì)的影響見圖8。

圖8 Y＝f（B，C）曲面和等高線（A＝40.00，D＝2.00）Fig.8 Curved surface plot and contour line for Y＝f（B，C）（A＝40.00，D＝2.00）

由圖8可知，因素B、因素C交互作用不顯著，產(chǎn)品感官總分主要受因素C影響。在復(fù)合糖用量為6%時(shí)，添加較少的牛肉就可以得到較高的感官總分。

在黃豆醬添加量（A）為40%和牛肉添加量（C）為15%的條件下制醬，考察復(fù)合糖添加量和銀耳花生加入比的交互作用對產(chǎn)品感官品質(zhì)的影響見圖9。

圖9 Y＝f（B，D）曲面和等高線（A＝40.00，C＝15.00）Fig.9 Curved surface plot and contour line for Y＝f（B，D）（A＝40.00，C＝15.00）

由圖9可知，復(fù)合糖使用量與銀耳花生加入比的交互作用不顯著，感官總分主要受因素B影響。銀耳花生加入比為2∶1時(shí)，感官總分隨著復(fù)合糖添加量的增加先緩慢升高然后迅速下降。

在黃豆醬添加量為40%，復(fù)合糖添加量為6%的情況下制醬，考察牛肉加入量（C）和銀耳花生加入比（D）的交互作用對產(chǎn)品醬感官品質(zhì)的影響見圖10。

圖10 Y＝f（C，D）曲面和等高線（A＝40.00，B＝6.00）Fig.10 Curved surface plot and contour line for Y＝f（C，D）（A＝40.00，B＝6.00）

由圖10可知，牛肉用量和銀耳花生加入比的交互作用不顯著，感官總分主要受因素C影響。銀耳花生加入比為2∶1時(shí)，隨著銀耳花生加入比的增加，感官總分先迅速升高然后緩慢下降，添加少量的牛肉就能得到較高的感官總分。

2.2.4 驗(yàn)證試驗(yàn)

通過回歸模型的預(yù)測，得到花生銀耳牛肉醬的最佳配方為：黃豆醬添加量（A）為34.99%、復(fù)合糖添加量（B）為6.18%、牛肉用量（C）為13.91%、銀耳花生加入比（D）1.82∶1（總量16.18%），模型預(yù)測值為89.56。為驗(yàn)證這一模型的可靠性，在上述最優(yōu)條件下進(jìn)行驗(yàn)證試驗(yàn)，實(shí)際感官評分值分別是87.72，88.18，88.35，故可得到其感官評分平均值為88.08，與對應(yīng)條件下的模型預(yù)測值89.56進(jìn)行對比，相對誤差僅為1.65%。說明基于響應(yīng)面法得出的最佳配方準(zhǔn)確可靠，具有實(shí)用價(jià)值。

3 結(jié)論

通過單因素試驗(yàn)和響應(yīng)面優(yōu)化試驗(yàn)，對低鹽花生銀耳牛肉醬的制作工藝配方進(jìn)行了考察，牛肉醬的添加量是影響牛肉醬感官品質(zhì)的最關(guān)鍵因素，各因素對牛肉醬感官總分的影響順序?yàn)椋号Ｈ庥昧浚–）＞復(fù)合糖用量（B）＞黃豆醬用量（A）＞銀耳與花生加入比（D）。低鹽花生銀耳牛肉醬的最佳配方為：黃豆醬添加量（A）34.99%、復(fù)合糖添加量（B）6.18%、牛肉用量（C）13.91%、銀耳花生加入比（D）1.82∶1（總量16.18%）。在此條件下預(yù)期的低鹽花生銀耳牛肉醬的感官總分為89.56，實(shí)際得分為88.08。經(jīng)此配方制作出的低鹽花生銀耳牛肉醬醬香濃厚，既有花生的香脆口感，又有銀耳的特殊風(fēng)味。

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Optimization of Technological Formula of Low-salt Beef Sauce with Peanut and Tremella by Response Surface Methodology

DENG Yuan-xi1，2，WU Jie1，CHEN Jia1，XU Hui1，WANG Jia-liang1，YAN Yong2
（1.College of Food and Bioengineering，Bengbu University，Bengbu 233030，China；2.Anhui COFCO Oil Co.，Ltd.，Bengbu 233705，China）

The present study is to investigate the optimal technological formula of low-salt beef sauce with peanut and tremella while beef，peanut and tremella are taken as raw materials.The effect of soybean paste additive amount，complex sugar additive amount，beef additive amount and the ratio of tremella and peanut on the sensory quality of low-salt beef sauce with peanut and tremella are examined by single factor experiment，based on which the Box-Benhnken center combination experiment is designed.The sensory scores of low-salt beef sauce with peanut and tremella are taken as evaluation indexes，and the optimal technological formula are determined by response surface method.The results show that the optimal processing conditions are as follows：soybean paste additive amount（A）is 34.99%，complex sugar additive amount（B）is 6.18%，beef additive amount（C）is 13.91%，and the ratio of tremella and peanut（D）is 1.82∶1（16.18%of the total）.Under the optimal technological formula conditions，theexpected sensory score of low-salt beef sauce with peanut and tremella is 89.56，the actual score is 88.08，and the sensory quality of low-salt beef sauce with peanut and tremella are reached to the best conditions.

low-salt beef sauce with peanut and tremella；technological formula；response surface methodology

TS264.9

A

10.3969／j.issn.1000-9973.2017.10.011

1000-9973（2017）10-0049-08

2017－04－16

安徽省科技廳科技攻關(guān)項(xiàng)目（1604a0702031）；2016年安徽省教育廳優(yōu)秀中青年骨干人才國內(nèi)外訪學(xué)重點(diǎn)項(xiàng)目（gxfxZD2016268）

鄧源喜（1977－），男，講師，碩士，研究方向：食品加工與安全；武杰（1975－），男，教授，碩士，研究方向：食品加工與安全。