酱鸡腿加工工艺参数优化

康怀彬，刘朝建

（河南科技大学食品与生物工程学院，河南 洛阳 471023）

酱鸡腿加工工艺参数优化

康怀彬，刘朝建

（河南科技大学食品与生物工程学院，河南 洛阳 471023）

以鸡腿 为材料，采用二次通用旋转组合 试验设计优化酱鸡腿的加工工艺参数。结果表明：酱鸡腿最优加工工艺参数为油炸温度170 ℃、油炸时间70 s、煮制温度100 ℃、 煮制时间2 h。在此条件下，加工酱鸡腿的综合评分预测值为0.47，验证实验综合评分值实测值为0.451，实验 值和预测值吻合良好。 该工艺得到的成品色泽金黄、肉 丝粉白、可口，其中感官评分为78.678，嫩度为7.517 N，a*值为15.51。

鸡腿；工艺优化；二次通用旋转组合试验；嫩度；色差

烧鸡是我国著名的传统特色肉制品，具有造型美观、色泽鲜艳、风味独特、肉嫩易嚼、营养丰富等特点[1]，但由于其体积较大，食用、携带不便。本实验以鸡腿为原料，按照传统烧鸡的加工方法研制具有烧鸡风味、携带食用方便的酱鸡腿。

食品原料油炸时间与油温的高低影响产品质量，油炸时间过长，易使制品色泽过深或变焦，口味不适或成废品；油炸时间过短，则易使制品色泽浅淡[2]。蒸煮是一个复杂的物理、化学变化的过程，肌肉的蛋白质、结缔组织、脂肪组织、风味、颜色、营养价值等都会发生大的变化[3]。不同蒸煮温度会使肉中的蛋白质发生不同程度的变性和降解（主要包括肌纤维蛋白、肌浆蛋白和胶原蛋白的降解、结构的收缩和伸展，溶解性的变化），从而使产品具有不同的微观结构和宏观品质[4]。

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·rite Color Ι5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（2 h）→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2 cm×1 cm×0.5 cm，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2 cm×2 cm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Table1 Criteria for sensory evaluation of spiced chicken thigh

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、110 s）、煮制温度（50、60、70、80、90、100 ℃）、煮制时间（0.5、1.0、1.5、2.0、2.5、3.0 h）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Table2 Factors and levels used in rotation combinatorial design

1.3 数据处理

采用DPS 7.5和Origin 8.5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Fig.1 Effect of frying temperature on c omprehensive quality score of stewed chicken thigh

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Fig.2 Effect of frying time on comprehensive quality score of stewed chicken thigh

由图2可以看出，油炸时间在50～70 s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50 s。

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Fig.3 Effect of cooking temperature on comprehensive quality score of stewed chicken thigh

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Fig.4 Effect of cooking time on comprehensive quality score of stewed chicken thigh

由图4可以看出，煮制时间小于2 h时，综合评分随着煮制时间的延长而升高，大于2 h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2 h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Table3 Quadratic rotation combinatorial design with experimental resuullttss

续表3

运用DPS 7.5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Table4 Regression equations of three response variables and signifi cance test

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*=0.385 44＋0.075 40X1＋

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*=0.385 44＋0.075 40X1＋0.105 04X2＋

表5 试验结果方差分析表Table5 Analysis of variance for weighed regression model of three response variables

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70 s、煮制温度100 ℃、煮制时间2 h。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=0.971 6，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Fig.5 Effects of single factors on comprehensive quality score of stewed chicken thigh

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Fig.6 Response surface and contour plots showing the interactive effects of frying temperature and frying time on comprehensive quality score of stewed chicken thigh

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=0.385 44＋0.075 40X1＋0.105 04X2-0.092 57X12-0.096 88X22-0.030 50X1X2。

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50～70 s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50～70 s时交互作用最明显。

2.4 参数优化与验证

通过DPS 7.5软件分析，将最优组合方案定为：油炸温度170 ℃、油炸时间70 s、煮制中心温度100 ℃、煮制时间2 h。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=0.385 44＋0.075 40X1＋0.105 04X2＋0.039 05X3-0.020 46X4-0.092 57-0.096 88-0.093 95-0.030 50X1X2。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70 s、煮制温度100 ℃、煮制时间2 h。在此条件下，加工酱鸡腿的感官评分为78.678，嫩度为7.517 N，a*值为15.51，综合评分0.451，和理论评分值0.47接近。

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Optimization of Processing Parameters for Production of Spiced Chicken Thigh

KANG Huaibin, LIU Chaojian
(College of Food and Bioengineering, Henan University of Science and Technology, Luoyang 471023, China)

Quadratic rotation combinatorial design was utilized to optimize processing parameters infl uencing the quality of spiced chicken thigh as follows: frying at 170 ℃ for 70 s and then cooking at 100 ℃ for 2 h. Under the optimized cond it ions, the predicted and observed comprehensive sensory scores of spiced chicken thigh were 0.47 and 0.451, respectively, indicating a good agreement between the two values. The fi nal product based on the above experimental conditions had a delicious taste and golden yellow color with white muscle fi b e rs observed when tearing it up and its sensory score, tenderness and a* value were 78.678, 7.517 N and 15.51, respectively.

chicken thigh; optimization; quadratic rotation combinatorial design; tenderness; color

TS251.67

A

1002-6630（2015）22-0051-06

10.7506/spkx1002-6630-201522009

2015-06-16

河南省教育厅自然科学研究项目（13A550252；2011A550004）

康怀彬（1963—），男，教授，硕士，研究方向为肉制品加工理论与技术。E-mail：khbin001@163.com