CC BY
23
№ 34. 1993
&-.578.08
ических
штери-
я БАМК исследо-уки I и а БАМК »скольку |е булоч-лах.
ой клей-,
)ЙСТВ —
■рометре абл. 2) и
е БАМК ¡ейкови-| вероят-
пособст-
механи-
нии кон-юводили 1М спосо-¡осили в служила
[улучше-шровки ■а, пори-ь подовых шческие ая оцен-к масее
а качест-вого про-Таблица 2
4
28.9
73
161
дукта в тесто. Поэтому исследован этот показа- с БАМК. Более высокий эффект достигается при тель у хлеба из пшеничной муки I и высшего внесении концентрата в виде эмульсии.
Таблица 3
Показатели качества хлеба Мука I сорта Мука высшего сорта
Дозировка БАМК. О/ 'О
0 1 2 3 4 0 1 I 2 3 4
Удельный объем, см^/100 г хлеба 281 294 297 300 308 289 295 298 301 311
Формоустойчивость подового хлеба, Н/Д 0,43 0.44 0.45 0,46 0,48 0,45 0,45 0.48 0,48 0,49
Влажность, % 42,9 43,0 43,3 43,5 43,6 41.9 42,2 42.4 42,5 42,7
Кислотность, °Н 3.0 3.0 3.2 3.3 3,3 2,1 2.2 2.2 2.3 2,4
Пористость, % 74,0 76,0 77,0 78.0 75,0 76.0 76,0 77.0 78.0 79.0
Общая деформация сжатия мякиша, Нг/щ. ед. приб. 65 74 77 85 106 69 75 79 87 108
Балльная оценка 84 88 89 93 95 86 90 91 94 96
Таблица 4
Показатели качества Мука I сорта Мука высшего сорта
раст. масло БАМК БАМК в виде эмульсии раст. масло БАМК БАМК в виде эмульсии
Удельный объем, см^/100 г 296 300 310 299 301 312
Формоустойчивость, Н/Д 0.41 0.46 0,47 0.42 0.48 0.52
Влажность, % , 43,0 43.5 43,5 42,3 42.5 42,5
Кислотность. Н 3.3 3,3 3.5 2.2 2,3 2,3 •
Пористость, % 77 78 79 ■ 77 78 80
Общая деформация сжатия, Н0дш, ед. приб. 84 85 95 87 87 96
Балльная оценка 92 93 96 93 94 97
сортов, приготовленного с внесением 3% БАМК в растопленном состоянии и в виде эмульсии. Для сравнения представлены данные, характеризующие хлеб с внесением 3% растительного масла (табл. 4). Очевидно, что хлеб с добавлением масла по основным показателям качества уступает хлебу
633.854.78.002.3:665.3
ОЦЕНКА ТЕХНОЛОГИЧЕСКИХ И БИОХИМИЧЕСКИХ СВОЙСТВ СВЕЖЕУБРАННЫХ СЕМЯН ПОДСОЛНЕЧНИКА
Таким образом, можно рекомендовать использование БАМК при производстве хлеба и хлебобулочных изделий взамен растительного масла.
Кафедра технологии хлебопекарного, макаронного и кондитерского производств
Поступила 12.02.93
С.Ю. КСАНДОПУЛО
Краснодарский политехнический институт
г . V'
В настоящее время оценка свойств свежеубран-ных семян подсолнечника осуществляется с учетом содержания в масле свободных жирных кислот, являющихся продуктами гидролиза триглицеридов, т.е. кислотного числа масла [ 1 ]. Данная оценка несовершенна, так как не отражает уровня биохи-
мических процессов в семенах и не характеризует последние как объект послеуборочного дозревания и хранения.
Цель работы — выявление более информативных показателей для характеристики свежеубран-ных семян подсолнечника как объектов послеуборочного дозревания. Для этого использовали статистические методы исследования, в частности корреляционный и факторный [2].
Исследовали 30 партий селекционных семян, выращенных на опытных полях ВНИИМК, а также
■
ИЗВЕСТИЯ ВУЗОВ, ПИЩЕВАЯ ТЕХНОЛОГИЯ, Ні 3 4. |Ч <
44 технологические партии, поступающие в течение месяца со дня началу уборки на масло-жировые предприятия южной зоны возделывания подсолнечника (Краснодарский край, Днепропетровская область). Исследованные семена представлены в основном сортами Передовик селекции ВНИИМК. Влажность семян не превышала 9%, образцы были полностью очищены от сорных и масличных примесей.
Изучали биохимические свойства семян, оказывающие влияние на формирование липидной части; оценивали качество гидролитических — по активности липазы Ал и окислительных — липоок-сигеназы А0 ферментов [3, 4], количественные характеристики субстрата (масличность семян Мс) [5] и продуктов реакции (кислотное К.ч. и перекис-ное П.ч. числа масла в семенах) [5]; определяли всхожесть семян Вс 16].
Статистическую оценку выборки для семян и селекционных, и технологических партий проводили по среднему значению х и коэффициенту вариации о (табл. 1).
• Таблица I
Показатели Статистические характеристики партий
селекционных технологических
X а X о
Вс. % „ Ал' ю • 54.3 68,7 39.7 80.5
МКМОЛЬ С|§/мин-мг А0Ю'Э, 148.8 76.3 54.3 42.3
МЛ ЭКВ О2/мин-мг 6.3 34.8 24.3 120.3
мс. % 50.2 3.8 44.9 5,2
К.ч., мг КОН 0.56 51.2 1.18 89.3
П.ч., % /2 0.08 37.5 0.20 130.0
Высокие коэффициенты вариации присущи выборке селекционных и технологических партий, свидетельствующих о широком диапазоне изменения показателей. Неоднородность семян технологических партий значительно выше селекционных, и подтверждается это коэффициентами вариации для Вс, Ао, К.ч., П.ч. Однако неоднородность по Ал несколько снижена при меньшем среднем значении, что показывает более низкую, по сравнению с Ао, устойчивость липазы к действию различных технологических операций [3|. Для величины' Мс отмечен низкий коэффициент вариации. Это объясняется исследованием семян определенных сортов, однако для технологических партий он выше, что является следствием различного влияния технологических воздействий на процессы связывания и высвобождения триглицеридов и других липидов |7, 8].
Связь между показателями оценивали по матрицам коэффициентов парной и частной корреляций (табл. 2, 3). Оценку связей проводили по числу значимых коэффициентов корреляции п и итерированной силе суммы^ для всех коэффициентов корреляции для определенного показателя. Для
селекционных партий наиболее значимые показатели биохимической активности семян — Ао, Ал, Вс, для технологических — продукты липолитиче-ских реакций — гидролиза и окисления — К.ч., П.ч.
Таблица 2
Яг К К Мс К.ч. П.ч.
1,000 -0.860 -0.908 0,587 -0.809 -0,913
Вс -1.000 0,272* -0.431 -0.032* -0.009* -0,542
1.000 0.924 -0.495 0.786 0,941
л* -1.000 0.538 0.301 0,060* 0.671
1.000 -0,638 0.883 0,908
Ао -1.000 -0.030* 0.399 -0,127*
1.000 -0.814 -0,558
мс -1.000 -0.680 -0,129*
1.000 0.802
К.ч. -1.000 0,001*
1.000
П.ч. -1.000
* — статистически незначимый коэффициент корреляции (уровень значимости а = 0,95)
Таблица 3
я. ¿о Мс К.ч. П.ч.
Вс 1.000 -1.000 -0.646 -0.250 -0.655 -0392 0..442 0.054* -0.271 -0.143* -0.501 -0.159*
К 1,000 -1.000 0,875 0627 0.031* 0,140* -0,327 0.313 -0.114* -0.420
1.000 -1.000 0.097* 0.393 -0,420 -0.738 -0.109* 0,592
М' 1.000 -1.000 -0,806 -0.702 -0,725 0,457
К.ч. 1.000 -1.000 0.897 0.873
П.ч 1.000 -1.000
* — статистически незначимый коэффициент корреляции
(уровень значимости а = 0.95)
Таблиця 4
Корреляция
Показа- тели парная частная ' парная частная
п 2 я 2
Селекционно парти» Технологически партия
Я, 6 5.077 4 2.286 6 3,513 3 1.998
к 6 5.006 4 2.842 4 2.993 5 2,750
6 5.261 4 2.525 4 3.156 6 3.742
К 6 4.086 4 2.172 4 3.161 4 2.746
К.ч. 6 5.094 4 2.149 6 3.721 5 3.769
П.ч. 6 5.122 4 2.470 4 3.346 3 3.501
Статистическая оценка парной и частной кор-реляции (табл. 4) показывает более тесную взаимосвязь биохимических показателей для селекцион ных партий, чем для технологических, что может
кгмаг.ч
яиляьо
і
10?0П '
НГК С-‘\ ГЯ|.|И.|
-]'Л, хи "¡ЖЯДЛГ*1 и ¿¡.‘ЯКІ 3 КІІ скг? і ГД' і і -.1 і А а, Л}<, і ■І'ОН шік о5а СТИК її п жить 5: СЙЯ^К' ці Иихзи-:1 каззтел* ЛСЖ-доцллл *
ІЧН7Л п[:
изучдеи!
Ят'.'Н N И
рні_а Бы« л и че;-1 не Сїиещіч
ГИВ-НГЮ I ф^ктсэа
ЧҐІІ из р
В
ник
Факгпр
В
ІІмМі р
НЙШНМ
I
£ 4, а &
* м-
Ь X ч
I і. (.
Олм
Ш
3-4. I S'.'
юказа-^о, Ал,
ІИТИЧЄ-
П.ч.
¡блица 2 П.ч.
-0,913
-0,542
0,941
0.671
0,908 -0,127* 1-0,558 ^.129* 0,802 0,001 * 1,000 -1,000
ІЛЯЦИИ
іблица 3
П.ч.
-0,501
-0.159*
-0,114*
-0,420
-0,109*
0,592
астная
■ партия
1.998
2,750
3.742
2.746
3,769
3,501
ЮЙ кор> взаимо-екцион-з может
являться следствием нарушения биохимических превращений под действием технологических факторов. Необходимо отметить, что технологические воздействия увеличивают степень непосредственной связи факторов. Так, для технологических партий сумма коэффициентов частной корреляции, характеризующих непосредственную связь показателей, больше, чем парной. Первоначальная оценка значимости показателей для характеристики свойств семян дает возможность выделить группу показателей: для селекционных партий — Ал, Ао, Вс, для технологических — К.ч. и П.ч.
Проведенный анализ парной и частной корреляций обеих партий не дает однозначной характеристики партий семян, однако позволяет предположить возможность использования для описания селекционных партий комплекса биохимических показателей, а для технологических — такого показателя, как К.ч.
Дополнительную оценку информативности проводили методом факторного анализа [2], позволяющим сформировать фактор, тесно связанный с изучаемыми показателями линейной связью. Исходный материал для факторного анализа — матрица выборочных коэффициентов корреляции. Количество факторов обосновывается уровнем их собственных значений, показывающих долю информативности факторов. При собственном значении фактора менее единицы, а также при проценте его в общности менее пяти фактор может быть исключен из рассмотрения.
В табл, 5 приведена оценка общности выявленных факторов.
Таблица 5
-0,725 0,457 0.897 0.873 Фактор Собственные значения Процент общности Накопленный процент общности
Селекционные семена
1,000 1 4,884 88,9 88,9
-1,000 2 0.531 9.7 98.5
ел я ни и Технологические семена
ібяица 4 1 2,762 52,8 52.8
2 2.324 44,4 97,2
Таблица 6
Номер показателя Об- щность Повернута я матрица Об- щность Фактор 1
фактор 1 фактор 2
Технологические семена Селекционные семена
1 Вс 0.745 -0,459 -0,731 0,863 -0,929
2 Ал 0,876 -0.122 0.928 0,856 0,925
3 А0 0.907 . -0.171 0.937 0,929 0.964
4 Мс 0,738 -0.857 —0,065 0,505 -0,710
5 К.ч. 0.946 0,943 -0.239 0.839 0,916
6 П.ч. 0,874 0.934 0,040 0,892 0,945
Оценка выбранных факторов по критерию Кайзера [2] для шести показателей позволяет исклю-
чить из рассмотрения фактор 2 для селекционных семян.
Для выявления наиболее информативного показателя в факторах рассчитывали их нагрузки по всем изученным показателям. Для большей наглядности проводили вращение факторных осей при наличии двух факторов, приближая их к группам наиболее информативных показателей.
Окончательную оценку проводили по общности и факторным нагрузкам (табл. 6).
Из таблицы видно, что для селекционных партий семян возможно использование биохимических показателей как наиболее информативных, однако такие показатели, как К.ч. и П.ч., также имеют значительную факторную нагрузку, что делает их желательными для более полной характеристики семян.
Векторы показателей для технологических свежсубранних семян подсолнечника в пространстве повернутых факторов 1 и 2.
Для технологических партий семян в факторе 1, описывающем 52,8% информации, наибольшей нагрузкой и общностью отмечены показатели К.ч. и П.ч.; в факторе 2 (44,4% информации) — Ал и А0. Это обусловливает необходимость характеристики партий семян как по биохимическим, так и технологическим показателям (рисунок).
Векторы активности липолитических ферментов и накопления продуктов их реакции группируются в определенных направлениях, причем эти направления не противоположны, что можно было бы объяснить исходя из теории ферментативных реакций. Это дает основания предполагать о течении ряда реакций неферментативного характера, влияющих на образование в масле свободных жирных кислот и перекисных соединений.
Проведенный анализ свидетельствует о необходимости расширения группы показателей для представительной характеристики свежеубранных семян подсолнечника. Установлено, что наибольшей информативностью обладают уровни активности ферментов А0 и Ал, а также характеристики липидов семян К.ч. и П.ч., причем доля информативности биохимических показателей оказывается для семян селекционных партий значительно выше, чем для семян технологических. В каждом случае возможность и достоверность применения какого-либо показателя для создания однородных групп семян должна включать сочетание и биохимических, и технологических характеристик.
ЛИТЕРАТУРА
1. ГОСТ 22391—77. Подсолнечник. Промышленное сырье. 1977. — М.: Изд-во стандартов.
2. Казакова И.Е. Оценка технологического качества зерна методом факторного анализа. — М.: Колос. 1979. — 144 с.
3. Григорьева В.Н., Миронова А.Н., Петрова А.Н. Изучение гидролитических ферментов масличных семян / Тр. ВНИИжи.ров. 1977. — Вып. 33. — С. 3—12.
4. Активность липооксигеназы семян подсолнечника различных классов / С.Ю. Ксандопуло. В.М. Копейковский. В.И. Григорьева. В.В. Ключкин. — Масло-жировая пром-сть. — 1980. — X» 12. — С. 14—16.
5. Руководство по методам исследования, технохимическому контролю и учету производства в масло-жирсвой промышленности / Под общ. ред. д-ра техн. наук В.Н. Ржехина и А.Г. Сергеева. — Л.: ВНИИЖ, 1967. — Т. 1. 2.
6. ГОСТ 10822—64.
7. Щербаков В.Г. Биохимия и товароведение масличного сырья, 3-є изд. перераб. и доп. — М.: Пищ, пром-сть, 1979. — 336 с.
8. Щербаков В.Г. Химия и биохимия переработки масличных семян. — М.: Пищ. пром-сть, 1977. — 168 с.
Кафедра технологии жиров
Поступила 21.01.93
665.1.036.001.573:66.067.85
МОДЕЛИРОВАНИЕ АДСОРБЦИОННОГО РАВНОВЕСИЯ МЕТОДОМ ЮНИКВАК
Е.Н. КОНСТАНТИНОВ, Т.Е. КОРОТКОВА
Краснодарский политехнический институт
Важную роль в пищевой промышленности играет экстракционная технология, где неидеальностъ жидкостей достаточно сильна, а твердый материал существенно влияет на состояние находящейся в нем поровой жидкости [1,2, 3]. Равновесие в жидких неидеальных системах эффективно описывается квазихимическим методом ЮНИКВАК [4, 5, б]. Однако уравнения ЮНИКВАК не распространены на случай, когда жидкая смесь взаимодействует с твердой фазой.
В настоящей работе предложен подход к решению этой задачи и получены уравнения для описания равновесия в системе жидкость—твердый материал. Теория проверена сравнением с экспериментальными данными для смеси мисцелла касторового масла— гранулы из семян клещевины. В рамках рассматриваемой проблемы этот пример является наиболее ярким, так как смесь состоит из молекул, заметно отличающихся по величине и форме, и способна расслаиваться на две жидкие фазы. При моделировании адсорбционного равновесия использовались параметры идентификации бинарной смеси к.гексан— касторовое масло, полученные ранее из эксперимента по расслаиванию [4|.
При выводе уравнений принят подход, подробно изложенный в работе |5), дополненный представлениями об адсорбционном механизме в поровом пространстве.
Необходимая для вычисления коэффициентов активности статсумма Z определялась известным 151 выражением:
т V ( UnW \
- Zj w (t>) ехр\—r=- ),
пов
kT
(1)
ио(9) — потенциальная энергия системы;
Т — температура. К; к — константа Больцмана.
Принято, что поровое пространство заполнено молекулами масла, гексана и содержит центры адсорбции, число которых И\, N2 н А/а соответственно.
В отличие от обычной трехкомпонетной жидкости, где все молекулы подвижны, в поровой жидкости центры адсорбции неподвижны. Это означает, что ближайшим соседом центра адсорбции не может быть центр адсорбции, а только структурные группы молекул 1 или 2, причем число ближайших соседей центра адсорбции равно единице. Следовательно, статистически, около поверхности молекулы 1, например, находятся структурные группы молекул 1 и 2, а также центры адсорбции. Тогда число независимых конфигураций, возникающих вблизи молекул 1, 2 и центров адсорбции, определяется следующими выражениями:
Ш]
W2 =
ÜJq
(Niqtfu + N242ß\2 + !
(Niq |0ц) !(JVigi02l) KN\qi6al) !’
Na
{N242^22 + N 1(71021 + -J-02a) !
(jV2<72#22) !('V2?2012) К^Ж^а2) !’
(Niqidai + ІУ’2<720д2) !
(Nadia) '(Кав2а) ! ;
(2)
(3)
(4)
где со (0) — число возможных конфигураций;
где <7; — параметр, пропорциональный внешней поверхности молекулк 1; вц — локальная доля поверхности молекулы /, занятой группами молекулы ва1 — локальная доля поверхности молекулы (, занятой группами молекулы а;
