浸泡條件對(duì)清流豆腐皮產(chǎn)率影響的研究

黃穎穎，陳慎，楊成龍*，陸東和

(1.福建省農(nóng)產(chǎn)品(食品)加工重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，福州 350003；2.福建省農(nóng)業(yè)科學(xué)院 農(nóng)業(yè)工程技術(shù)研究所，福州 350003)

清流豆腐皮是清流的傳統(tǒng)名產(chǎn)，具有悠久的生產(chǎn)歷史，距今已有800年的歷史，其制作工藝和產(chǎn)品品質(zhì)具有明顯的地域特征，目前在全縣范圍內(nèi)有傳統(tǒng)豆腐皮加工企業(yè)近300家，已成為具有地域特色的支柱產(chǎn)業(yè)。但是清流縣豆腐皮生產(chǎn)的工廠基本是作坊式的小廠，生產(chǎn)加工長(zhǎng)期以來一直采用手工的方式，傳統(tǒng)手工制作的豆腐完全憑借經(jīng)驗(yàn)操作，生產(chǎn)效率低且成品合格率不高，保質(zhì)期及貨架期也較短，簡(jiǎn)陋的生產(chǎn)條件和原始的手工操作很難保證豆腐皮的質(zhì)量。近年來，國(guó)內(nèi)外關(guān)于豆腐皮生產(chǎn)工藝的研究取得了不少進(jìn)展，其主要研究方向包括：豆腐皮的形成機(jī)理、最佳生產(chǎn)煮漿工藝[1,2]、護(hù)色機(jī)理等[3-5]，但針對(duì)其浸泡工序的研究較少[6]。

我國(guó)大豆作為重要的油料作物，含有40%～55%的蛋白質(zhì)、20%～26%的中性脂肪[7]、2%左右的生化磷脂、人體所需的7種必需氨基酸和鈣、磷、鐵、硫胺素等微量元素[8]，其蛋白制品是食用植物蛋白的主要來源之一[9,10]。隨著我國(guó)生活水平的提高，充分開發(fā)利用植物蛋白資源，相較于動(dòng)物蛋白具有更多優(yōu)勢(shì)[11]。豆腐皮是由豆?jié){中的蛋白質(zhì)、脂肪等成分凝結(jié)而成的[12]，大豆原料的成分比例對(duì)豆腐皮的得率與品質(zhì)有非常明顯的影響。豆?jié){中各成分的比例基本與大豆原料中各成分的比例相同，大豆可通過豆?jié){中的成分影響豆腐皮的品質(zhì)或得率；大豆蛋白質(zhì)由皮膜組織包著于其子葉的貯藏組織細(xì)胞中，隨著大豆浸泡時(shí)間的延長(zhǎng)，偏硬的成熟大豆蛋白質(zhì)的皮膜組織吸水溶脹，質(zhì)地變脆后變軟。通過機(jī)械破碎脆性狀態(tài)下的大豆蛋白質(zhì)皮膜組織，可使蛋白質(zhì)分散到水中。因此，大豆浸泡是豆腐皮生產(chǎn)中的關(guān)鍵工序之一，浸泡程度直接影響豆腐皮產(chǎn)品的色澤、產(chǎn)率和大豆磨漿工序的能耗，通過嚴(yán)格控制浸泡工藝過程，不但可以使黃豆充分膨脹，細(xì)胞壁纖維軟化，減少大豆研磨制漿工序的能耗，促進(jìn)大豆組織蛋白質(zhì)的溶出，同時(shí)還能有效地改善產(chǎn)品的色澤和白度。目前，豆腐皮加工工藝優(yōu)化主要研究煮漿工藝和護(hù)色方法，但針對(duì)其浸泡工序的研究較少。我國(guó)大部分企業(yè)采用室溫水進(jìn)行泡豆，由于冬夏或早晚溫差較大，浸泡時(shí)間長(zhǎng)短不一，存在高水溫下浸泡過度或低水溫下浸泡不足等問題，導(dǎo)致產(chǎn)品質(zhì)量深受影響。本實(shí)驗(yàn)采用單因素通過研究不同浸泡條件，包括大豆浸泡料水比、浸泡水pH值、泡豆水溫和時(shí)間、軟化劑及其配比對(duì)大豆蛋白溶出率和豆腐皮產(chǎn)率的影響，并通過四因素五水平二次回歸正交旋轉(zhuǎn)組合法優(yōu)化大豆浸泡條件，實(shí)驗(yàn)結(jié)果有利于改造清流豆腐皮工業(yè)化生產(chǎn)工藝。

在這一基本戰(zhàn)略判斷下，美國(guó)戰(zhàn)略界對(duì)“一帶一路”倡議的認(rèn)知負(fù)面遠(yuǎn)遠(yuǎn)多于正面。綜合起來，美國(guó)戰(zhàn)略界對(duì)“一帶一路”倡議的認(rèn)知或擔(dān)憂，主要體現(xiàn)在如下幾個(gè)方面。

1 材料和方法

1.1 實(shí)驗(yàn)材料

新產(chǎn)大豆：其中含蛋白質(zhì)40%～50%，脂肪18%～22%，水分10%～12%，由福建省清流七星巖食品有限公司提供。

1.2 主要設(shè)備與儀器

2300型凱氏定氮儀 瑞士FOSS公司；恒溫水浴鍋 上海寶磊儀器有限公司；JYDZ-29型九陽豆?jié){機(jī)；AR2140型電子天平 梅特勒-托利多儀器(上海)有限公司；DHG-9070型電熱恒溫鼓風(fēng)干燥箱 上海一恒科技有限公司；SKD-100型凱氏定氮儀 上海沛歐分析儀器有限公司；碳酸氫鈉(食品純)。

框架是研究小波分析的主要工具, 對(duì)小波分析的發(fā)展起到了非常重要的作用。 自1946年起, 人們開始研究框架理論，但直到1986年, 框架的相關(guān)理論才得到真正的關(guān)注和研究[1-3]。如今框架理論已廣泛應(yīng)用于各個(gè)領(lǐng)域。

1.3 豆腐皮產(chǎn)品基本品質(zhì)的測(cè)定指標(biāo)與方法

以單因素試驗(yàn)確定各試驗(yàn)因素的影響范圍和中心水平值，試驗(yàn)按四因素五水平二次回歸正交旋轉(zhuǎn)組合試驗(yàn)設(shè)計(jì)，選取A(料水比)、B(浸泡水pH值)、C(泡豆水溫)、D(軟化液濃度)為考察因素，以豆腐皮產(chǎn)率為考察指標(biāo)，設(shè)置2，1，0，-1，-2 5個(gè)自變量水平，見表1，篩選并確定大豆浸泡的優(yōu)化工藝參數(shù)。

1.4 統(tǒng)計(jì)分析

在泡豆水溫20 ℃、料水比1∶3的條件下，分別采用0%，0.2%，0.4%，0.6%，0.8%的NaHCO3水溶液浸泡，浸泡大豆至符合操作技術(shù)要點(diǎn)，以大豆蛋白溶出率為考察指標(biāo)。

大豆蛋白溶出率=(豆?jié){液中大豆蛋白總質(zhì)量/大豆中蛋白總質(zhì)量)×100%；

豆腐皮產(chǎn)率=(烘干后豆腐皮干重/所用大豆干重)×100%。

2 實(shí)驗(yàn)方案

2.1 浸泡料水比對(duì)大豆蛋白溶出率的影響

在泡豆水溫20 ℃的條件下，分別采用1∶1，1∶2，1∶3，1∶4，1∶5的料水比浸泡大豆至符合操作技術(shù)要點(diǎn)[13]，以大豆蛋白溶出率為考察指標(biāo)。

以往的農(nóng)村公路規(guī)劃，只是單純的以“村村通”公路為目標(biāo)導(dǎo)向，隨著城市副中心建設(shè)目標(biāo)的提出，對(duì)于農(nóng)村公路規(guī)劃應(yīng)高點(diǎn)定位，如在北京城市副中心“綠色、智慧”的目標(biāo)定位下，凸顯可持續(xù)化，充分利用現(xiàn)有資源，與周邊土地利用類型相協(xié)調(diào)，凸顯不同功能的土地對(duì)農(nóng)村公路網(wǎng)規(guī)劃的不同訴求. 除此之外，可以將每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)進(jìn)行不同的功能定位，如可參考上位規(guī)劃對(duì)每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)的定位，從而結(jié)合不同地塊的特征，開展農(nóng)村公路網(wǎng)的合理布設(shè)，同時(shí)，客貨運(yùn)分流的規(guī)劃思路在副中心地區(qū)農(nóng)村公路規(guī)劃時(shí)也應(yīng)重點(diǎn)考慮.

2.2 浸泡水的pH值對(duì)豆腐皮產(chǎn)率的影響

（1）注重最新理論與標(biāo)準(zhǔn)的應(yīng)用。該平臺(tái)是指利用教育部建構(gòu)主義教育理念和國(guó)際遠(yuǎn)程教育技術(shù)規(guī)范和標(biāo)準(zhǔn)，基于J2EE分布式應(yīng)用架構(gòu)，采用B / S信息網(wǎng)絡(luò)計(jì)算模型，針對(duì)網(wǎng)絡(luò)教育學(xué)科基礎(chǔ)數(shù)據(jù)庫和收集網(wǎng)絡(luò)課程，全面規(guī)劃了教學(xué)支撐平臺(tái)，實(shí)現(xiàn)了系統(tǒng)三個(gè)方面的有機(jī)整合。

柵格數(shù)據(jù)處理庫（Geospatial Data Abstraction Library，GDAL）是一個(gè)在X／MIT許可協(xié)議下的開源柵格空間數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換庫。它利用抽象數(shù)據(jù)模型來表達(dá)所支持的各種文件格式。它還有一系列命令工具來進(jìn)行數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換和處理。

2.3 泡豆水溫和浸泡時(shí)間對(duì)大豆蛋白溶出率的影響

在大豆料水比1∶3的條件下，分別采用10，15，20，25，30，35，40 ℃的泡豆水溫，浸泡大豆至符合操作技術(shù)要點(diǎn)，以大豆所需浸泡時(shí)間、大豆蛋白溶出率、產(chǎn)品的產(chǎn)率和色澤為考察指標(biāo)。

2.4 軟化劑對(duì)大豆蛋白溶出率的影響

各組實(shí)驗(yàn)重復(fù)3次，通過Microsoft Excel 2007進(jìn)行數(shù)據(jù)處理，利用Design Expert 8.0.6軟件進(jìn)行試驗(yàn)數(shù)據(jù)的ANOVA分析，建立模型。

2.5 優(yōu)化大豆浸泡條件工藝參數(shù)

蛋白質(zhì)含量測(cè)定：凱氏定氮法(參照GB/T 5009.5-2010的方法)；豆?jié){液濃度(可溶性固形物含量)測(cè)定：采用阿貝折光儀測(cè)定法。

表1 四因素五水平二次回歸正交旋轉(zhuǎn)組合試驗(yàn)Table 1 Four factors-five levels quadratic regression orthogonal rotation combination test

3 結(jié)果與分析

3.1 浸泡料水比對(duì)大豆蛋白溶出率的影響

式中：m為電機(jī)相數(shù)；I為電機(jī)電流；R為電機(jī)電阻。以圖3電機(jī)為例，相數(shù)為3，額定工況下相電流約為0.25 A，常溫下的相電阻為2.15 Ω，最后結(jié)果為0.4 W，相對(duì)輸出來說非常小了，所以在此類功率小的微型電機(jī)中，銅耗可不用太過關(guān)注。

圖1 浸泡料水比對(duì)大豆蛋白溶出率的影響Fig.1 Effect of ratio of material to water on dissolution ratio of soybean protein

3.2 浸泡水的pH值對(duì)豆腐皮產(chǎn)率的影響

采用不同pH值的水浸泡原料大豆，得到的豆腐皮產(chǎn)率會(huì)隨著浸泡水pH值的升高呈現(xiàn)出先升后降的趨勢(shì)，見圖2。

圖2 浸泡水pH值對(duì)豆腐皮產(chǎn)率的影響Fig.2 Effect of pH value of soaking water on yield of dried soybean sheet

當(dāng)浸泡大豆用水pH值在6.0～7.0呈微酸性時(shí)，蛋白質(zhì)不易于溶出，所以豆腐皮產(chǎn)率不高。隨著pH值的增大，產(chǎn)率逐漸提高，當(dāng)浸泡水中的pH值大于7.0時(shí)，能使大豆細(xì)胞壁變軟，促進(jìn)大豆蛋白的浸出，縮短浸泡時(shí)間；還使蛋白質(zhì)偏離等電點(diǎn)，增加大豆蛋白溶解度。浸泡水的pH值為8.0時(shí)，豆腐皮產(chǎn)率達(dá)到最大。但浸泡水pH值大于8.0過堿時(shí)，又使大豆蛋白質(zhì)變性，表現(xiàn)出一定的乳化性，大豆蛋白增溶或離解成大豆蛋白分子次級(jí)結(jié)構(gòu)，使大豆脂肪球分散在漿液中，導(dǎo)致產(chǎn)率下降，且豆?jié){中含硫氨基酸破壞加快，形成的豆腐皮色澤發(fā)暗，影響產(chǎn)品質(zhì)量。故適宜的浸泡大豆水的pH值在7.0～8.0左右。

騎桶者亦如是。騎桶者打算騎著桶前去借煤，于是桶就飛起來了，仿佛桶本來就是飛行物一樣。當(dāng)然，區(qū)別還是有的；至少格里高爾變成甲蟲的原因我們不讀完全文根本一無所知，而騎桶者成為騎桶者卻從一開篇就把理由向我們展示了出來。

3.3 泡豆水溫和浸泡時(shí)間對(duì)大豆蛋白溶出率和產(chǎn)率的影響

分別在10，15，20，25，30，35，40 ℃水溫下進(jìn)行泡豆實(shí)驗(yàn)，測(cè)定大豆所需浸泡時(shí)間、豆?jié){中可溶性蛋白溶出率和產(chǎn)品的產(chǎn)率，結(jié)果見表2和圖3。

表2 不同溫度下的泡豆時(shí)間Table 2 Soybean soaking time under different temperatures

圖3 泡豆水溫和浸泡時(shí)間對(duì)大豆蛋白溶出率和產(chǎn)率的影響Fig.3 Effect on different soaking temperatures and time on soybean protein dissolution ratio and production yield

由表2和圖3可知，大豆浸泡時(shí)間與泡豆水溫互相影響，浸泡時(shí)間和泡豆水溫同時(shí)影響大豆蛋白溶出率，從而影響到豆腐皮的產(chǎn)率和色澤。當(dāng)泡豆水溫過低時(shí)，不利于大豆組織軟化，大豆蛋白和糖類析出緩慢，浸泡時(shí)間也相應(yīng)延長(zhǎng)，豆腐皮產(chǎn)率不高，產(chǎn)品色澤暗黃；提高大豆泡豆水溫，縮短泡豆時(shí)間，大豆糖類析出使得豆?jié){含糖量降低，美拉德反應(yīng)適中，不但提高蛋白質(zhì)溶出率和產(chǎn)品產(chǎn)率，且產(chǎn)品色澤呈現(xiàn)亮黃色；當(dāng)泡豆水溫在15～20 ℃，可溶性蛋白的提取率最大，產(chǎn)率最大；當(dāng)溫度超過20 ℃后，可溶性蛋白的提取率和產(chǎn)率反而下降，這是因?yàn)闇囟冗^高導(dǎo)致蛋白質(zhì)天然結(jié)構(gòu)發(fā)生變性，促進(jìn)其聚集形成沉淀，從而降低蛋白質(zhì)的溶解度，因此導(dǎo)致大豆中的蛋白質(zhì)無法充分利用，產(chǎn)品的產(chǎn)率也相應(yīng)降低；同時(shí)溫度過高加劇美拉德反應(yīng)，使產(chǎn)品呈現(xiàn)褐黃色。結(jié)果表明：原料大豆的浸泡時(shí)間受泡豆水溫的影響，泡豆水溫越高則浸泡充分所需的浸泡時(shí)間越短，但泡豆水溫過高又會(huì)影響豆腐皮的產(chǎn)率和色澤；因此浸泡溫度不宜過高或過低，泡豆水溫控制在15～20 ℃，浸泡時(shí)間一般為8～10 h。

在磨漿工藝前，大豆的浸泡工藝也很重要。經(jīng)過加水浸泡大豆，使其顆粒吸水膨脹，有利于提高磨漿時(shí)蛋白質(zhì)膠體的分散程度和懸浮性，促使蛋白質(zhì)從細(xì)胞中分離出來。大豆浸泡程度通過影響大豆蛋白溶出率，從而影響產(chǎn)品的得率和質(zhì)量。浸泡至大豆符合操作技術(shù)要點(diǎn)，測(cè)定大豆吸水量為1∶1.2左右。當(dāng)料水比為1∶1時(shí)，大豆由于浸泡加水量不足，大豆蛋白溶出率低；當(dāng)浸泡用水量高于大豆2倍以上，大豆能將水基本吸收完，充分軟化大豆細(xì)胞結(jié)構(gòu)，大豆蛋白溶出率升高；繼續(xù)增加浸泡用水量，大豆蛋白溶出率變化不大，但隨著大豆吸收飽和，部分蛋白質(zhì)溶出到浸泡水中，導(dǎo)致?lián)p失(見圖1)。結(jié)果表明：料水比過少會(huì)導(dǎo)致大豆蛋白溶出不完全，料水比過多會(huì)造成棄水中的溶出蛋白的損失，適宜的大豆浸泡料水比在1∶2～1∶4。

3.4 軟化劑對(duì)大豆蛋白溶出率的影響

加入NaHCO3能提高大豆蛋白質(zhì)的溶出率，隨著添加濃度的增加，大豆蛋白的溶出率也相對(duì)升高；在0.4%的NaHCO3水溶液下得到的大豆蛋白的溶出率最大，是因?yàn)榇蠖沟鞍椎牡入婞c(diǎn)在6.5左右，添加適量的NaHCO3能軟化大豆組織，提高大豆蛋白的溶出率；繼續(xù)增加NaHCO3水溶液的濃度，使得浸泡水過堿，大豆蛋白的溶出率反而下降，見圖4。結(jié)果表明：加入NaHCO3能通過軟化大豆組織，提高大豆蛋白質(zhì)的溶出率，NaHCO3溶液適宜的濃度在0.4%左右。

圖4 軟化劑對(duì)大豆蛋白溶出率的影響Fig.4 Effect of softener on dissolution ratio of soybean protein

3.5 大豆浸泡條件工藝參數(shù)優(yōu)化

以豆腐皮產(chǎn)率為Y值，綜合單因素試驗(yàn)結(jié)果選取料水比、泡豆水溫、浸泡水pH值、NaHCO3濃度4個(gè)因素進(jìn)行二次回歸正交旋轉(zhuǎn)組合試驗(yàn)，四因素五水平編碼和結(jié)果分析分別見表1和表3。用Design軟件對(duì)試驗(yàn)結(jié)果數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，以料水比(A)、浸泡水pH值(B)、泡豆水溫(C)、NaHCO3濃度(D)為自變量，以豆腐皮產(chǎn)率為因變量(Y)，得四元二次回歸方程：

在大豆料水比1∶3的條件下，分別采用pH值6.0，7.0，8.0，9.0，10.0的浸泡水，浸泡大豆至符合操作技術(shù)要點(diǎn)，以豆腐皮產(chǎn)率為考察指標(biāo)。

Y=+44.78+2.87A+1.55B+5.19C+3.77D-0.19AB-0.87AC-0.45AD-0.75BC-0.40BD-1.11CD-2.80A2-1.77B2-2.11C2-2.33D2。

表3 試驗(yàn)安排與結(jié)果Table 3 Test arrangement and results

續(xù) 表

二次回歸模型的F值為26.46，p<0.0001，大于在0.01水平上的F值；決定系數(shù)R2=0.9780，失擬項(xiàng)的F值為1.18，小于在0.05水平上的F值，分析表明該模型擬合程度較好，實(shí)驗(yàn)誤差較小，說明該模型是合適的，見表4。其中，A，C，D，A2，C2，D2表現(xiàn)為極顯著(p<0.0001)；B，B2表現(xiàn)為顯著(p<0.05)。結(jié)合表4中各系數(shù)項(xiàng)的估計(jì)值，本實(shí)驗(yàn)各因素的影響大小順序?yàn)镃>D>A>B。

表4 方差分析Table 4 ANOVA of four factors

續(xù) 表

注：“**”表示差異極顯著，P<0.0001；“*”表示差異顯著，P<0.01；“-”表示差異不顯著。

3.6 響應(yīng)面分析

采用降維的分析方法，進(jìn)行雙因素效應(yīng)分析對(duì)豆腐皮產(chǎn)率的影響。根據(jù)多元回歸方程做出的等高線圖及響應(yīng)曲面圖見圖5～圖10，對(duì)這些因素中交互項(xiàng)之間的交互效應(yīng)進(jìn)行分析。

圖5 Y=f(A，B)的響應(yīng)面圖Fig.5 The response surface figure of Y=f(A，B)

圖6 Y=f(A，C)的響應(yīng)面圖Fig.6 The response surface figure Y=f(A，C)

圖7 Y=f(A，D)的響應(yīng)面圖Fig.7 The response surface figure Y=f(A，D)

圖8 Y=f(B，C)的響應(yīng)面圖Fig.8 The response surface figure Y=f(B，C)

圖9 Y=f(B，D)的響應(yīng)面圖Fig.9 The response surface figure Y=f(B，D)

圖10 Y=f(C，D)的響應(yīng)面圖Fig.10 The response surface figure Y=f(C，D)

由圖5～圖10可知，所有響應(yīng)曲面圖均開口向下、凸面，可以看出響應(yīng)值的大小會(huì)隨著自變量A，B，C，D的大小而改變，而且增減幅度也不一樣。隨著各個(gè)自變量A，B，C，D的增大，響應(yīng)值逐漸增大；但當(dāng)響應(yīng)值增大到某極值后，隨著自變量A，B，C，D的增大，響應(yīng)值有減小的趨勢(shì)。

通過Design Expert 8.0.6軟件模擬分析，最后確定出模擬優(yōu)化浸泡條件為料水比1∶3、浸泡水pH 值8.0、泡豆水溫25 ℃、軟化液NaHCO3濃度0.4%、泡豆5.5 h；采用優(yōu)化浸泡工序條件得到的產(chǎn)率為48.7187%，浸泡工序優(yōu)化值及豆腐皮產(chǎn)率的優(yōu)化值見表5。

表5 模擬浸泡工序優(yōu)化最佳值Table 5 Optimum value of soaking simulation conditions

在優(yōu)化條件下進(jìn)行驗(yàn)證性實(shí)驗(yàn)，重復(fù)3次。結(jié)果得出豆腐皮的平均產(chǎn)率為48.63%，實(shí)驗(yàn)值與模型的理論值接近，且相對(duì)偏差小于2%，表明重現(xiàn)性良好，說明該模型可以較好地反映大豆浸泡工藝條件。

4 結(jié)論

浸泡使豆?jié){中的碳水化合物含量降低，脂肪含量相對(duì)增高，浸泡程度直接影響豆渣和浸泡液中的原料大豆中蛋白質(zhì)的含量及其利用率，而浸泡工藝中的料水比、浸泡水pH值、泡豆水溫和時(shí)間、軟化劑配方及其濃度都直接影響浸泡程度。因此對(duì)浸泡工藝進(jìn)行研究?jī)?yōu)化，提高大豆中蛋白質(zhì)的利用率，降低原料大豆中蛋白質(zhì)的流失。通過對(duì)大豆浸泡工序中關(guān)鍵技術(shù)進(jìn)行單因素試驗(yàn)和二次回歸正交旋轉(zhuǎn)組合試驗(yàn)設(shè)計(jì)與分析，確定了浸泡條件的優(yōu)化工藝參數(shù)為料水比1∶3、浸泡水pH 8.0、泡豆水溫25 ℃、時(shí)間5.5 h、軟化液NaHCO3濃度0.4%。在此工藝條件下豆腐皮的產(chǎn)率可達(dá)48.63%，所得產(chǎn)品的色澤品質(zhì)較好。

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