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长期以来，传统烧鸡一直都是靠经验和感觉控制产品质量进行生产的，加工技术大都靠师徒间言传口授，加工中没有明确的技术指标、标准和可靠的质量检测手段，经常造成产品质量波动。现有的相关文献都是关于质量控制、新工艺开发以及防腐技术的探究[1,5-8]，对于其传统加工工艺参数优化未见报道。为确定酱鸡腿的油炸和煮制工艺参数，本研究在单因素试验的基础上，采用二次通用旋转组合设计[9]，考察各因素对酱鸡腿综合评分的影响，确定各因素的最佳水平并建立数学模型，以期为进一步工业化生产提供技术参考和实验依据。
1、材料与方法
1.1材料与仪器
鸡腿洛阳市某商行；大豆油、蜂蜜、香辛料（砂仁、豆蔻、丁香、草果、肉桂、良姜、陈皮、白芷）、食盐洛阳市某超市。
X·riteColorΙ5色差仪美国爱色丽公司；FA1004分析天平上海上天精密仪器有限公司；HH-S数显式恒温油浴锅常州普天仪器制造有限公司；C-LM3B数显式肌肉嫩度仪金坛市亿通电子有限公司；HH-S电热恒温水浴锅北京市永光明医疗仪器有限公司。
1.2方法
1.2.1工艺流程
原料选择→鸡腿解冻（2h）→沥水→擦糖油炸→配料煮制→成品。
1.2.2嫩度的测定
嫩度是肉口感的首要物理指标，反映了肉的质地和各种蛋白质的结构特性，在诸多的主观感觉因素中嫩度最为重要[10]。肉样自然冷却至室温后，将去除鸡皮和油炸壳膜层的肉样，避开结缔组织，顺肌纤维，切成2cm×1cm×0.5cm，使用数显式嫩度仪进行测定，用剪切力值（N）表示，剪切力越大，嫩度越小。
1.2.3色差的测定
选取具有代表性鸡腿成品的3块鸡皮，修整切成2cm×2cm的正方形用保鲜膜包裹，使用色差仪测定其表面色泽。由于红色对于温度的变化比较敏感，对色度及色差的影响较大[11]，所以选取a*作为主要考察对象。
1.2.4感官评定
以色泽、气味、组织状态和滋味为因素集，以优、良、中、差为评语集，根据感官评定结果，建立评价矩阵[12]，用模糊数学评价方法对其进行分析。根据魏永义等[13]的感官评定方法稍作修改。鸡腿感官评定标准见表1。
表1酱鸡腿感官评定标准
因素集U={色泽U1，气味U2，组织状态U3，滋味U4}，评语集V={优V1，良V2，中V3，差V4}。鸡腿的色泽、气味、组织状态、滋味口感对人的重要程度是不同的。根据10位评判员的打分，确定各因素的权重值[13]，确定权重集X={0.210，0.255，0.215，0.320}。归一化处理后将综合评价结果分别进行赋值处理（优、良、中、差依次赋予分值90、80、70、60并进行加和），最后得出每个样品的总得分为感官评分值。
1.2.5加权评分法
以嫩度、色泽、感官评分为指标，消除各指标的量纲，使各指标处于同一数量级上，按照下式计算各指标量纲值。
式中：Yi为消除量纲值；yij为实测值；yjmax为各指标实测值中的最大值；yjmix为各指标实测值中的最小值。
然后通过加权综合评分的方法处理[14-15]，其中，Y1感官评分的权重为0.4，Y2嫩度的权重为0.3，Y3色泽（a*）的权重为0.3。综合评分=Y1×0.4＋Y3×0.3-Y2×0.3（其中嫩度是越小越好）。
1.2.6单因素试验设计
分别考察油炸温度（150、160、170、180、190、200℃）、油炸时间（10、30、50、70、90、110s）、煮制温度（50、60、70、80、90、100℃）、煮制时间（0.5、1.0、1.5、2.0、2.5、3.0h）对鸡腿的嫩度、色泽、成品率、感官品质的影响。
1.2.7二次通用旋转组合设计
1.2.7.1参数的确定
变量参数P=4；星号臂值R=2.000；±1水平的因素点试验全部实施为MC=2P=16；±R水平的星号臂试验点为MR=2P=8；各因素的零水平的中心点为M0=7；总试验点N=MC＋MR＋M0=31[16-17]。
1.2.7.2二次回归旋转组合试验设计
在单因素试验的基础上，选取各因素较佳的水平进行二次回归旋转正交组合设计，试验因素、水平及编码见表2。
表2试验因素水平表
1.3数据处理
采用DPS7.5和Origin8.5软件对试验结果进行处理。
2、结果与分析
2.1单因素试验结果
2.1.1油炸温度对酱鸡腿综合评分的影响
图1油炸温度对酱鸡腿综合评分的影响
由图1可以看出，在油炸温度小于170℃时，综合评分随着油炸温度的升高而升高，大于170℃时，综合评分随着油炸温度的升高而降低，主要是由于当油炸温度很低时，鸡腿着色不好，表面呈白色和浅黄色，无法形成油炸壳膜层，导致嫩度比较大，影响鸡腿的食用品质，得到的感官评分也很低。当油炸温度太高时，鸡腿的着色太过，颜色呈现黑红色，形成较厚的壳膜层[3]，这可能会导致煮制的热量很难对鸡肉起到作用，进而导致嫩度随之增加影响食用品质，得到的感官评分也很低。在二次通用旋转试验中选取油炸温度170℃为零水平进行下一步的研究。
2.1.2油炸时间对酱鸡腿综合评分的影响
图2油炸时间对酱鸡腿综合评分的影响
由图2可以看出，油炸时间在50～70s范围内，得到的酱鸡腿的综合评分是最高，主要是由于油炸时间太短，鸡腿着色不好，表面呈白色和黄色，形成的油炸壳膜层比较薄，导致肉中的水分流失较大，致使鸡肉嫩度变大，影响鸡腿的食用品质，得到的感官评分很低。当油炸时间太长时，鸡腿的着色太过，甚至导致部分鸡肉炭化，形成较厚的油炸壳膜层，导致嫩度随之增加影响食用品质，得到的感官评分也很低。综合考虑，二次通用旋转试验中选取的零水平为油炸时间50s。
2.1.3煮制温度对酱鸡腿综合评分的影响
图3煮制温度对酱鸡腿综合评分的影响
由图3可以看出，随着煮制温度升高，综合评分随着油炸温度的升高而升高。嫩度随着煮制温度的升高先升高后降低，在100℃嫩度值最小，这是由于在80℃稍长时间煮制蛋白质凝固硬化，盐类析出，肌纤维强烈收缩，肉变硬；在100℃蛋白质水解，肌纤维断裂肉被煮烂[3]。a*随着煮制温度先变大后变小，可能是由于当煮制温度小于80℃时，a*随着煮制温度升高而增大，当煮制温度大于80℃时，对酱鸡腿成品的颜色进行了分解稀释，进而使a*变小。为了方便实际操作，二次通用旋转试验中选取的零水平为煮制温度80℃。
2.1.4煮制时间对酱鸡腿综合评分的影响
图4煮制时间对酱鸡腿综合评分的影响
由图4可以看出，煮制时间小于2h时，综合评分随着煮制时间的延长而升高，大于2h时，综合评分随着煮制时间的延长而降低，主要是由于当煮制时间很短时，鸡腿的嫩度最大，可能这个时候煮制的热量刚刚通过壳膜层使蛋白质变性硬化，嫩度变大，影响鸡腿的食用品质，得到的感官评分也很低。当煮制时间很长时，鸡腿成品的感官评分很低，在实验过程中发现煮制时间太长的话导致成品组织状态不好，而且色泽整体都不是很好。因此二次通用旋转试验中选取煮制时间2h为零水平。
2.2二次回归旋转组合试验结果
二次通用旋转组合试验设计与结果见表3。
表3二次通用旋转组合试验结果
运用DPS7.5软件，计算各项回归系数，得到各指标与各试验因素之间的回归模型[18]，回归方程只显示有显著效应的变量及交互项，并对方程的回归拟合及显著性进行F检验，统计结果见表4、试验结果方差分析见表5。
表4指标变量回归方程及统计结果
由表4可知，3个指标回归模型拟合度均较高，R2为0.816～0.972，回归方程均达到显著水平，且失拟项不显著，这表明拟合性很好，模型可分别用于定量描述各指标随因素变化的规律。
对表5中的数据进行分析，得到各个因素与综合评分之间的多元二次回归方程：Y*=0.38544＋0.07540X1＋
在α=0.05显著水平剔除不显著项后，简化后的回归方程为：Y*=0.38544＋0.07540X1＋0.10504X2＋
表5试验结果方差分析表
由统计软件分析，确定加工酱鸡腿最佳工艺为：油炸温度170℃、油炸时间70s、煮制温度100℃、煮制时间2h。在此条件下，鸡腿成品的理论综合评分为0.47。
由方差分析可知，回归方程的失拟性检验F1=1.45（F0.05（10,6）=4.06）不显著，可以认为所选用的二次回归模型是适当的；回归方程的显著性检验F2=39.06（F0.01（14,16）=3.45）极显著，说明模型的预测值与实际值吻合，模型成立。对回归系数检验可知方程的决定系数R2=0.9716，说明该模型能解释97.16%的数据，表明该模型拟合结果好，试验误差小，能够正确反映各因素与酱鸡腿成品综合评分的数量关系，以此数学模型来模拟酱鸡腿成品综合评分的得率是有效的。
2.3数学模型解析
2.3.1主因素效应分析
由表5可以看出，油炸温度、油炸时间、煮制温度对综合评分有极显著影响（P＜0.01），煮制时间对综合评分的影响显著（P＜0.05）。由回归方程的各个系数绝对值的大小可以判定4个因素[19]对综合评分的影响大小顺序是：油炸时间＞油炸温度＞煮制温度＞煮制时间。
2.3.2单因素效应分析
为进一步分析试验中各因素对蛋白提取率的影响，对回归模型进行降维处理。固定任意3个因素于零水平，依次得到各个单因素与鸡腿成品综合评分的效应方程，根据方程可得到单因素效应曲线。
图5单因素效应曲线
由图5可以看出，随着因素X1（油炸温度）水平的增加，综合评分逐渐增大，在编码值0.5左右（油炸温度为175℃）达到最大；当X1的码值大于0.5时，随着油炸温度的升高，综合评分逐渐降低，由此可见，油炸温度过大影响鸡腿成品的综合值，因为油温过大会使成品色泽过深或变焦，口味不适或成废品。X2（油炸时间）和X4（煮制时间）对综合评分的影响规律基本同X1，X3（煮制温度）对综合评分的影响则表现为随着编码值的增加，综合评分逐渐增大，当码值达到2时，即煮制温度为100℃时，综合评分最高，与理论最佳工艺一致。
2.3.3双因素交互效应响应面分析
图6油炸温度与油炸时间交互作用的响应面和等高线图
由回归方程偏回归系数显著性检验可知，只有X1（油炸温度）和X2（油炸时间）两因素间存在着显著的交互作用，其他因素间的交互作用差异均不显著。由于二次项系数之间具有相关性，因此这些微弱的交互项不能删除[20]。只分析X1和X2之间的交互作用，同样采用降维法[21]，固定另外两个因素取零水平。交互作用方程为：Y12=0.38544＋0.07540X1＋0.10504X2-0.09257X12-0.09688X22-0.03050X1X2。
等高线的形状可以反映因素间交互作用的大小，圆形表示交互作用不显著，椭圆形表示交互作用显著[22-23]。由图6可知，油炸温度与油炸时间存在一定的交互作用。当油炸温度一定时，随着油炸时间的延长，综合评分先升高后降低，综合评分在50～70s达到最大值；当油炸时间一定时，随着油炸温度的升高，综合评分也是先升高后降低，在170～180℃时达到最大值。由此可知，在油炸温度170～180℃、油炸时间50～70s时交互作用最明显。
2.4参数优化与验证
通过DPS7.5软件分析，将最优组合方案定为：油炸温度170℃、油炸时间70s、煮制中心温度100℃、煮制时间2h。按此工艺条件进行验证实验，重复5次，结果取平均值，实际测得综合评分为0.451，与理论预测值0.47接近，进一步验证了数学回归模型合理。
3、结论
建立了加工酱鸡腿的回归方程：Y=0.38544＋0.07540X1＋0.10504X2＋0.03905X3-0.02046X4-0.09257-0.09688-0.09395-0.03050X1X2。影响鸡腿成品综合评分的因素大小顺序为：油炸时间＞油炸温度＞煮制温度＞煮制时间。加工酱鸡腿的最佳工艺参数为：油炸温度170℃、油炸时间70s、煮制温度100℃、煮制时间2h。在此条件下，加工酱鸡腿的感官评分为78.678，嫩度为7.517N，a*值为15.51，综合评分0.451，和理论评分值0.47接近。
参考文献：
[1]康怀彬,徐幸莲,张敏,等.烧鸡综合保鲜技术研究[J].食品科学,2006,27(10):556-558.
[2]张素君.关于加工工艺对油炸鸡肉产品质量的影响研究[D].青岛:中国海洋大学,2008.
[3]周光宏.畜产食品加工学[M].北京:中国轻工业出版社,2002:167-169;208-209.
[4]METAXOPOULOSJ,SAMELΙSJ,PAPADELLΙM.TechnologicalandmicrobiologicalevaluationoftraditionalprocessasmodifiedfortheindustrialmanufacturingofdryfermentedsausageinGreece[J].ΙtalianJournalofFoodScience,2001,13(1):16-19.
[5]吴锁连,康怀彬,李英,等.不同包装方式和贮藏条件下的烧鸡贮藏特性研究[J].食品科学,2009,30(18):367-370.
[6]吕永平.包装和杀菌方式对符离集烧鸡货架期影响的研究[D].南京:南京农业大学,2012.
[7]吴锁连,康怀彬.烧鸡加工过程中滋味成分变化的研究[J].食品工业科技,2012,33(19):109-116.
[8]路建峰,陈春刚,赵良,等.烧鸡油炸上色的工艺改进研究[J].食品工业科技,2009,30(1):236-238.
[9]LIChenyang,ZHANGYi.Studyonthelow-temperatureresistanceofarchitecturalmembranematerialbythequadraticgeneralrotaryunitizeddesign[J].AdvancedMaterialsResearch,2010,146:848-852.
[10]JEREMIAHLE.Areviewoffactorsinfluencingconsumption,selectionandacceptabilityofmeatpurchases[J].JournalofConsumerStudiesandHomeEconomics,1982,6:137-154.
[11]李效周,林茂海,褚夫强.温度对精确测量色度及色差的影响分析与研究[J].包装工程,2008,29(2):98-99.
[12]杜险峰,刘树萍,石长波,等.模糊数学综合评判法在滑炒鸡丝工艺中的应用[J].中国调味品,2014,39(10):115-119.
[13]魏永义,郭明月.绿色食品烧鸡加工及其感官评价研究[J].肉类工业,2012(12):30-31.
[14]霍红.模糊数学在食品感官评价质量控制方法中的应用[J].食品科学,2004,25(6):185-188.
[15]王晖,陈丽,陈垦,等.多指标综合评价方法及权重系数的选择[J].广东药学院学报,2007,23(5):583-589.
[16]任广跃,任丽影,张伟,等.怀山药微波辅助真空冷冻干燥技术[J].食品科学,2015,36(12):12-16.doi:10.7506/spkx1002-6630-201512003.
[17]王钦德,杨坚.食品试验设计与统计分析[M].北京:中国农业大学出版社,2009:297-342.
[18]顾苗青,周厚源,李汴生,等.肉鸡烤翅加工的多指标分析及工艺参数优化[J].食品与发酵工业,2013,39(8):149-156.
[19]徐洲,尹礼国,张超,等.产黄樟素内生真菌交链孢霉LJX27的发酵条件优化[J].食品科学,2014,35(17):165-169.doi:10.7506/spkx1002-6630-201417032.
[20]卢恩双,宋世德,郭满才.回归通用旋转设计的几个问题[J].西北农林科技大学学报:自然科学版,2002,30(5):110-113.
[21]张富县,王文文,艾乃吐拉·马合木提,等.二次通用旋转组合设计优化杏皮渣醋酒精发酵阶段工艺[J].中国调味品,2014,39(2):36-41.
[22]HECKJX,SOARESLDB,AYUBM,etal.OptimizationofxylanaseandmannanaseproductionbyBacilluscirculansstrainBL53onsolidstatecultivation[J].EnzymeandMicrobialTechnology,2005,37(4):417-423.
[23]刘松,李祝,周礼红,等.响应面法优化黑曲霉产纤维素酶的发酵条件[J].食品科学,2013,34(7):225-229.
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