鲜 瑶，李洪军，贺稚非*，张 璇

(西南大学食品科学学院，重庆 400716)

辣椒酱微波杀菌工艺条件优化

鲜 瑶，李洪军，贺稚非*，张 璇

(西南大学食品科学学院，重庆 400716)

采用响应曲面法(RSM)建立辣椒酱微波杀菌的二次多项数学模型，验证模型的有效性，同时利用模型的响应面及其等高线对影响微波杀菌关键因素微波功率、温度、微波杀菌时间及其交互作用进行分析。结果表明，影响辣椒酱微波杀菌效果的因素顺序为功率＞温度＞时间，优化出降低辣椒酱中3.75个数量级菌落总数的条件为微波功率960W、温度85℃、微波杀菌时间8.9min。在此杀菌条件下得到的实验结果与模型预测值一致，说明所建立的模型是切实可行的。

辣椒酱；微波杀菌；响应曲面法；优化

我国是辣椒生产大国，2000年以来，辣椒总产量达到3500万吨，居世界第一[1]，辣椒酱作为一种复合调味料，深受广大消费者喜爱。辣椒酱生产企业一般通过添加大量的山梨酸钾、苯甲酸钠等防腐剂或利用高盐来控制产品质量，而过量的防腐剂、食盐有害身体健康。传统的热杀菌工艺温度高，处理时间长，严重损害辣椒酱的风味、色泽等感官品质，因此，寻求安全高效的杀菌技术成为辣椒酱生产工艺的研究热点。

微波是一种新型杀菌技术，目前常用的频率主要为2450MHz和915MHz，2450MHz的微波在食品中的穿透力不超过1cm，而915MHz微波在食品中的穿透力可达3cm[2]，前者主要用于食物的干燥、解冻等，后者常用于杀菌[3]。通常认为微波杀菌机理是利用微波辐射的热效应和非热效应产生的协同增效作用导致细菌死亡[4]。热效应是指在微波电磁场中，物体极性分子因发生定向排列而相互摩擦升温，从而致死微生物；非热效应则是微生物组成蛋白质和生理活性物质发生变异从而丧失活力或死亡[5-6]，而至今关于微波杀菌的热效应之外[7-8]，是否存在非热效应一直存在争议[9-10]。与热力杀菌相比，微波杀菌具有加热时间短、升温速度快、能耗少、杀菌均匀、食品营养成分和风味物质破坏和损失少等特点；与化学杀菌方法相比，其具有无化学物质残留、安全性较高等优点[11]。微波杀菌比传统热力杀菌具有优势明显，但微波加热的不均匀性仍然是不可忽视的缺陷[12]。目前的微波食品机械还不能有效的避免加热不均的缺陷，还需从微波场中热量、能量的产生和传导机理上寻找解决问题的突破口[13]。现阶段微波主要用于肉、鱼豆制品、牛乳、水果及啤酒等的杀菌[14]，而在辣椒酱中的应用未见报道。

本研究主要目的是利用响应曲面法(RSM)优化辣椒酱微波杀菌条件，对微波功率、温度、微波杀菌时间3个关键因素进行最佳水平的优化，以菌落总数死亡数量级做为评价指标，建立微波杀灭辣椒酱中微生物的二次多项数学模型，以期为微波技术在辣椒酱杀菌中的应用提供一定参考。

1 材料与方法

1.1 材料与试剂

无防腐剂添加的辣椒酱[蛋白质含量(2.71±0.02)%，脂肪含量(1.62±0.06)%，盐含量(11.75±0.15)%] 重庆市大足宝顶酿造有限公司；生理盐水、平板计数琼脂(PCA)培养基。

1.2 仪器与设备

YQ2G-03型实验用微波杀菌机 南京永青食品高新技术发展有限公司；DZ600/2S真空包装机 上海人民包装股份有限公司；XW-80A漩涡混合器 上海青浦沪西仪器厂；SWCJ-1F型超净工作台 江苏苏净安泰空气技术有限公司。

1.3 方法

1.3.1 辣椒酱微波处理

将辣椒酱分装到高温蒸煮袋中，装填系数为0.5(辣椒酱的净含量210g/包)，进行真空包装(真空度为0.09MPa)。微波杀菌机所采用的频率为915MHz，在托盘两侧放入加有适量水的烧杯作为负载，将包装好的辣椒酱放入托盘中心，按照试验设计处理样品，每组设计平行处理3次，辣椒酱的温度可由微波设备顶部的红外探头准确测定。处理后立即进行菌落计数，并用未经微波处理的辣椒酱作为空白对照。

1.3.2 菌落总数测定

根据食品安全国家标准GB 4789.2—2010《食品微生物学检验：菌落总数测定》进行菌落总数测定[15]。

1.4 微波杀菌工艺条件优化Box-Behnken试验设计

表1 试验因素水平及编码Table 1 Coded variables and their coded levels in response surface analysis

采用Box-Behnken模型，以微波功率、温度、微波杀菌时间为主要的考察因素(自变量)，分别以X1、X2、X3表示，并以＋1、0、－1分别代表自变量的高、中、低水平，按方程xi=(Xi－X0)/ΔX对自变量进行编码。其中，xi为自变量的编码值，Xi为自变量的真实值，X0为试验中心点处自变量的真实值，ΔX为自变量的变化步长，因素编码及水平见表1。

式中：Y为菌落总数降低的数量级；N为微波处理后1g辣椒酱中的菌数总数；N0为对照组1g辣椒酱中的菌数总数。

设微波处理后辣椒酱中的菌落总数的死亡数量级的预测模型由最小二乘法拟合的二次多项方程：

式(1)中，n=3，则方程(1)可转换为：

式(2)中：Y为预测响应值；B0为常数项，B1、B2、B3分别为线性系数，B12、B13、B23分别为交互项系数，B11、B22、B33分别为二次项系数。试验设计与数据处理由Design Expert 7.1.6软件完成。

1.5 因素贡献率计算公式[16]

式中：β为因素贡献率/%；s为总平方和；sj和fj分别为试验因素j的偏差平方和自由度；se和fe分别为误差的偏差平方和自由度。

2 结果与分析

2.1 模型的建立及其显著性检验

表2 辣椒酱微波杀菌工艺响应面试验设计及其结果Table 2 Experimental design and corresponding results for response surface analysis

表2列出辣椒酱经微波处理后，菌落总数降低的数量级的实测值及其预测值。

利用Design Expert 7.1.6软件对表2试验数据进行多元回归拟合，得微波处理辣椒酱后菌落总数降低的数量级对自变量微波功率、温度、微波杀菌时间的二次多项回归模型方程(4)。对该模型进行方差分析，结果见表3，模型系数显著性检验见表4。

表3 回归模型方差分析Table 3 Analysis of variance of the developed regression model

表4 回归方程系数显著性检验Table 4 Significance test of regression coefficients of the developed regression model

由表3可知：F=28.35＞F0.01(9,4)=14.66，P=0.0001＜0.01，表明模型方程(4)极显著，不同处理间的差异极显著；F=6.53＜F0.05(9,3)=8.81，失拟项P=0.0507＞0.05，差异不显著，说明残差由随机误差引起；模型的校正决定系数R2Adj=0.9390，说明该模型能解释93.90%的响应值变化，仅有总变异的6.10%不能用该模型来解释；复相关系数为R=0.9865，说明该模型拟合程度良好，试验误差小，该模型是合适的，可以用此模型分析和预测辣椒酱经微波处理后菌落总数降低的数量级。从表4回归方程系数显著性检验可知，模型(4)一次项x1(P＜0.0001)、x2(P＜0.0001)、二次项(P=0.0002)极显著；一次项x3(P=0.03)、二次项(P=0.02)、(P=0.03)显著；交互项之间均不显著。

2.2 主效应分析

为判断各因素的一次项、交互项及二次项对杀菌效果的贡献率，宜采用因素贡献率大小来比较，各因素贡献大小见表5，从表5可知，方程的主导效应为微波功率、温度一次方效应及功率的二次方效应，3个试验因素的效应影响大小为x1＞x2＞x3。

表5 各因素贡献率表Table 5 Contribution rates of various factors

2.3 微波作用下辣椒酱中菌落总数死亡数量级的响应面分析与优化

模型(4)的响应面及其等高线图解见图1、2、3，以降低3.50个数量级左右为标准来优化辣椒酱微波杀菌条件。

图1 微波功率、温度及其交互作用对微波杀灭辣椒酱中菌落总数的响应面和等高线图Fig.1 Response surface plot and its contour plot showing the effects of microwave power, temperature and their mutual interactions on total viable count reduction of chilli sauce after sterilization

图2 微波功率、微波杀菌时间及其交互作用对微波杀灭辣椒酱中菌落总数的响应面和等高线Fig.2 Response surface plot and its contour plot showing the effects of microwave power, treatment time and their mutual interactions on total viable count reduction of chilli sauce after sterilization

由图1可知，在微波功率530～960W、温度78.8～85℃范围内，菌落总数死亡级为3.50。而且在一定范围内，随着微波功率的增大、温度的升高，辣椒酱中的菌落总数死亡数量级急剧增加。当微波功率为745～840W范围内的某一固定值时，温度低于83.3～84.4℃，菌落总数死亡数量级随着温度的升高而增大，而当温度处于84.4～85℃时，菌落总数死亡数量级随着温度的升高而略微降低；当温度处于83.8～85℃，微波功率低于745～800W时，菌落总数死亡数量级随着微波功率的增大而增大，当微波功率处于800～960W时，菌落总数死亡数量级就随着微波功率的增大而略微降低。原因可能是当微波功率320～480W、温度75～80℃时，微波的热效应和非热效应不显著。Ramaswamy等[17]发现在亚致死温度下，微波加热的非热效应是不显著的，但是在相同温度下，微波加速了细菌的失活。菌落总数死亡数量级随着微波功率变大而增大可能是因为随着微波功率的增大，电场强度的增强，辣椒酱中的微生物吸收的微波能就越大，加剧了微生物的死亡[18]。而当微波功率、温度处于最佳条件时，菌落总数的死亡数量级并不随微波功率的增大而增大，可能是因为此时微波的热效应占主导作用，非热效应并不显著。的菌落总数死亡数量级急剧增加，而随着微波杀菌时间的延长，辣椒酱菌落总数死亡数量级增大的趋势不及功率显著。当微波功率为760～850W范围内某一固定值，微波杀菌时间低于8.3～8.7min时，菌落总数死亡数量级随着微波杀菌时间的延长而增大，而微波杀菌时间处于8.7～10min时，菌落总数死亡数量级随着微波杀菌时间的延长而略微降低；当微波杀菌时间为8.3～9.3min范围内某一固定值时，微波功率低于760～800W时，菌落总数死亡数量级随着微波功率的增大而增大，而当微波功率处于800～960W时，菌落总数死亡数量级随着微波功率的增大而略微降低。Woo等[7]利用微波处理大肠杆菌(G－)和枯草芽孢杆菌(G+)，扫描电镜观察的结果显示大部分大肠杆菌(G－)的细胞壁受到了严重的破坏，而枯草芽孢杆菌(G+)的细胞形态则无明显变化。孙振等[11]将金黄色葡萄球菌(G+)、大肠杆菌(G－)置于相同的微波功率和温度下比较杀菌效果，发现对大肠杆菌(G－)的杀菌效果好于金黄色葡萄球菌(G+)。这可以得知微波处理对革兰氏阴性菌(G－)损伤程度显著高于革兰氏阳性菌(G+)。陈卫等[19]认为这可能与细胞壁结构成分有关，G－菌细胞壁上蛋白质组成较多，在微波场中高温易使其变性脱落，促进钙离子通道的打开，使通透性增加，而细胞膜通透性的改变也可能是微波杀菌对微生物致死的非热效应因素之一。贺稚非等[20]研究表明辣椒表面细菌以G+菌为多数，因此，可推测随着微波功率增大、微波杀菌时间延长，辣椒酱中的G－菌及一些不耐微波的G+菌被杀灭，而那些耐受微波的G+菌却不因微波功率的增大、微波杀菌时间的延长而被杀灭。

图3 温度、微波杀菌时间及其交互作用对微波杀灭辣椒酱中菌落总数的响应面和等高线Fig.3 Response surface plot and its contour plot showing the effects of treatment time, temperature and their mutual interactions on total viable count reduction of chilli sauce after sterilization

由图2可得，在微波功率620～960W、微波杀菌时间6.9～10min范围内，菌落总数死亡级为3.50。而且，在一定范围内，随着微波功率的增大，辣椒酱中

由图3可知，在温度79.7～85℃、微波杀菌时间6.5～10min范围内，菌落总数死亡数量级为3.50。而且随着温度的升高，辣椒酱中的菌落总数死亡数量级急剧增加，而随着微波杀菌时间的延长，辣椒酱菌落总数死亡数量级增大的趋势不及温度显著。当温度为84.2～85℃范围内某一固定值，微波杀菌时间低于8.4～8.8min时，菌落总数死亡数量级随着时间的延长而增大，而当微波杀菌时间处于8.8～10min时，菌落总数死亡数量级随着时间的延长而略微降低。当微波杀菌时间处于8.4～9.1min范围内某一固定值时，温度低于84.2～84.8℃时，菌落总数死亡数量级随着温度的升高而增大，当温度为84.8～85℃时，菌落总数死亡数量级略微降低。原因可能是随着温度的升高、微波杀菌时间的延长，辣椒酱中的G－菌及一些不耐微波的G+菌被杀灭，而那些耐受高温的G+菌却不因温度的升高、微波杀菌时间的延长而被杀灭。

2.4 模型验证

Design Expert 7.1.6软件优化获得辣椒酱微波杀菌最优条件，在微波功率800.87W、温度84.85℃、微波杀菌时间8.88min时，菌落总数死亡级达到3.84。由于该微波设备功率只有320、640、960、1280、1600W五个档，故选用960W替代800.87W，此设备温度不能精确调为84.85℃，故选用85℃代替，微波杀菌时间用8.9min替代8.88min。为了验证模型的有效性，取响应值为3.75进行5组模型验证实验，其结果见表6。

表6 模型的验证结果Table 6 Validity verification of the developed regression model

由表6可知，菌落总数死亡数量级的实测值与预测值相近，相对误差均在2%以下，证明应用响应面优化辣椒酱微波杀菌工艺参数的关键因素可行。

3 结 论

3.1 本研究利用试验设计软件Design Expert，通过响应面法(RSM)建立辣椒酱微波杀菌的二次多项数学模型，经检验证明是合理可靠的，同时利用模型的响应面及其等高线对影微波杀菌的关键因素及其相互作用进行探讨，优化出杀灭3.75个数量级菌落总数工艺参数，分别为微波功率960W、温度85℃、微波杀菌时间8.9min。

3.2 由试验可知，影响辣椒酱微波杀菌效果的因素顺序为x1＞x2＞x3。

3.3 辣椒酱在960W、85℃条件下处理8.9min后，菌落总数从(8.0±0.2)×106降低到(1.4±0.2)×103，在30℃条件保藏30 d后，无胀袋、霉变现象，并且对颜色、总酸、酸价等因素的影响不显著，并能较好保留辣椒酱原有风味。本课题能使辣椒酱在低盐、无防腐剂添加的情况下，有效地避免胀袋变质现象，为我国调味品行业新型防腐技术的发展提供一定参考。

[1] 戴雄泽, 刘志敏. 初论我国辣椒产业的现状及发展趋势[J]. 辣椒杂志, 2005(2): 1-6.

[2] MUDGETT R E. Microwave food processing[J]. Food Technology,1989, 43(1): 117-126.

[3] 李建忠. 微波对食品微生物的非热生物效应与微波杀菌技术[J]. 西南民族大学学报, 2006, 32(6): 1219-1222.

[4] 刘钟栋. 微波技术在食品工业中的应用[M]. 北京: 中国轻工业出版社, 1998: 15-36.

[5] 余恺, 胡卓炎, 黄智洵, 等. 微波杀菌研究进展及其在食品工业中的应用现状[J]. 食品工业科技, 2005, 26(7): 185-189.

[6] 辛志宏, 马海乐, 樊明涛. 微波技术在食品杀菌与保鲜中的应用[J].粮油加工与食品机械, 2000(4): 30-32.

[7] WOO I S, RHEE I K, PARK H D. Differential damage in bacterial cells by microwave radiation on the basis of cell wall structure[J]. Applied and Environmental Microbiology, 2000, 66(5): 2243-2247.

[8] HONG S M, PARK J K, LEE Y O. Mechanisms of microwave irradiation involved in the destruction of fecal coliforms from biosolids[J].Water Research, 2004, 38(6): 1615-1625.

[9] PHELAN A M, NEUBAUER C F, TIMM R, et al. Athermal alterations in the structure of the canalicular membrane and ATPase activity induced by thermal levels of microwave radiation[J]. Radiation Research Society,1994, 137(1): 52-58.

[10] ZHAO Yali, MA Hongbo, SONG Jinping, et al. Effects of microwave irradiation on ATPase activity and voltage dependent ion channel of rat hippocampus cell membrane[J]. Space Med Med Eng, 2003, 16(1): 36-40.

[11] 孙震, 徐世梅, 杭峰. 微波杀菌动力学及其影响因素的研究[J]. 食品科学, 2007, 28(11): 126-130.

[12] 王弘. 微波加热杀菌机理研究的现状[J]. 中国食品工业, 2000, 7(4):36-40.

[13] 樊伟伟, 黄惠华. 微波杀菌技术在食品工业中的应用[J]. 食品与机械, 2007, 23(1): 143-147.

[14] 杨国峰, 周建新. 食品微波杀菌有关问题的探讨[J]. 食品科学, 2006,27(10): 593-596.

[15] 中国疾病预防控制中心营养与食品安全所. GB 4789.2—2010食品微生物检验: 菌落总数测定[S]. 北京: 中国标准出版社, 2010.

[16] 周向荣, 夏延斌, 周跃斌. 盐渍藠头根与柄的加工技术[J]. 食品与发酵工业, 2006, 32(12): 88-91.

[17] Center for Food Safety and Applied Nutrition. Kinetics of microbial inactivation for alternative food processing technologies microwave and radio frequency processing[S]. U.S. Food and Drug Administration Center for Food Safety and Applied Nutrition, 2000.

[18] 肖淼鑫, 张仲欣, 张玉先. 牛乳中微生物的微波致死特性试验研究[J]. 食品研究与开发, 2005(6): 142-144.

[19] 陈卫, 杭锋, 赵建新, 等. 微波杀菌过程中大肠杆菌与金黄色葡萄球菌细胞膜通透性的改变[J]. 微生物学报, 2007, 47(4): 697-701.

[20] 贺稚非, 李洪军, 徐毅. 鲜辣椒微生物区系的研究[J]. 中国酿造, 2008(23): 22-25.

Optimization of Process Conditions for Microwave Sterilization of Chilli Sauce

XIAN Yao，LI Hong-jun，HE Zhi-fei*，ZHANG Xuan
(College of Food Science, Southwest University, Chongqing 400716, China)

To optimize the conditions for chilli sauce sterilization by means of microwave treatment, Box-Benhnken experimental design was utilized to develop a quadratic polynomial model describing order-of-magnitude reduction in total viable count as a function of three key sterilization conditions, namely microwave power, temperature and treatment time, with verified validity, and response surfaces and contours were plotted to analyze the effects of pairwise interactions among the three conditions on their function. The order of importance of the three factors affecting the sterilization of chilli sauce from high to low was microwave power, temperature and treatment time. Microwave treatment with a 960 W power for 8.9 min was the optimized sterilization condition. Under this condition, the developed regression predicted a 3.75-order-of-magnitude reduction in total viable count, in good agreement with the observed value. Thus, the model is reliable.

chilli sauce；microwave sterilization；response surface methodology；optimization

TS255.3

A

1002-6630(2011)04-0107-05

2010-10-16

西南大学研究生科技创新基金项目(ky2009011)；国家公益性行业(农业)科研专项(200903012)

鲜瑶(1987—)，女，硕士研究生，研究方向为食品微生物与发酵工程。E-mail：xianyao_1987@163.com

*通信作者：贺稚非(1960—)，女，教授，博士，研究方向为食品微生物学。E-mail：zfhe2003@yahoo.com.cn