CC BY
34
изв
5. Савнч И,М. Распознавание белков зерна злаковых и установление их гомологии // Прикладная биохимия и микробиология. — 1992. — 28. — Вып. 3. — С. 435.
6. Скурихин И.М., Нечаев А.П. Все о пище с точки зрения химика. — М.: Высшая школа, 1991. — С. 288.
7. Химический состав пищевых продуктов / Под ред. И.М. Скурихина и М.Н. Волгарева. Т. 2, изд. 2-е. — М.: Агропромиздат, 1987. — 360 с.
8. Покровский A.A. Метаболические аспекты фармакологии и токсикологии пищи. — М.: Медицина, 1979. — 181 с.
9. Химический состав пищевых продуктов: Справоч. табл. / Под ред. М.Ф. Нестерина и И.М. Скурихин«. — М.: Пищевая пром-сть. — 247 с.
10. Павлоцкая Л.Ф., Дуденко Н.В., Эйдельман М.М. Физиология питания. — М.: Высшая школа, 1989. — 368 с.
Кафедра биохимии и зерноведения
Поступила 08.12.93
641.42:664.931.3
СТАТИСТИЧЕСКАЯ ХАРАКТЕРИСТИКА КОМПЛЕКСНОГО ПОКАЗАТЕЛЯ КАЧЕСТВА ОХЛАЖДЕННЫХ МЯСНЫХ ТУШЕНЫХ БЛЮД
A.C. РАТУШНЫЙ, В.Г. ТОПОЛЬНИК
Российская экономическая академия им. Г.В. Плеханова Донецкий коммерческий институт
Нами изучалось исходное качество охлажденных мясных тушеных блюд, изготовленных по технологии, предусматривающей расфасовку их для дальнейшего холодильного хранения в герметизированные полиэтиленовые пакеты (8 наименований) и функциональные емкости (4 наименования).
Результаты технологического эксперимента следует рассматривать как случайную выборку неко-
торой генеральной совокупности, в которой обследовано ограниченное количество единиц наблюдений анализируемой случайной величины. Это вызывает необходимость применения математикостатистических методов, позволяющих получить более точное представление о свойствах генеральной совокупности, с учетом того, что каждая статистическая характеристика выборки представляет собой оценку соответствующей характеристики совокупности.
Комплексный показатель качества рассчитан методами квалиметрйи на основании эксперимен-
Таблица I
Наименование блюд л ¿Т Iе і! IM п-1 ^ = 77 > II ах = ——• 100 х X £ = 4-100 X
В герметичных полиэтиленовых пакетах
Говядина духовая 5 0,8230 0,0654 0,0292 0.0813 7,95 9,88
Говядина в кисло-сладком соусе 5 0,9058 0,0484 0,0216 0,0602 5,34 6,65
Гуляш из говядины 4 0,8820 0,0541 0,0271 0,0860 6,13 9,75
Говядина, тушенная с луком 6 0.8920 0,0553 0.0226 0,0580 6,20 6,50
Рагу из баранины 6 0,8628 0,0291 0.0119 0,0305 3.37 3,54
Рагу из свинины 3 0,8710 0.0704 0.0406 > 0.1748 8,08 20,07
Свинина, тушенная с капустой 4 0,8390 0,0849 0,0425 0,1350 10,11 16,09
Колбаса, тушенная с капустой 5 0,8958 0,0559 0,0250 0,0695 6,24 7,76
Среднее значение для группы 8 0,8714 0,0287 0,0102 0,0240 3,30 2,75
В функциональных емкостях
Гуляш из говядины 13 0,9447 0,1074 0.0298 0,0650 11,36 6,88
Говядина в кисло-сладком соусе 6 0,9632 0,0342 0,0139 0.0357 3,55 3,71
Печень по-строгановски 8 0,9811 0.0188 0,0067 0,0158 1,92 1,61
Тефтели из говядины 10 0,9529 0,0373 0.0118 0.0267 3,91 2,80
Среднее значение для группы 4 0,9605 0,0157 0.0078 0,0248 1,63 2,58
талі
жир
гич<
0ЦЄІ
чиа
О
рочі
ТИЧІ
нию чеш абсо ки і знач В
обра чест блвд в ге фуні Ка каза в ин нято изуч
С0ГЛІ
ных
товл
выбс
тельї
скиз
комг
ноет
Ст
НИНІ
наде
быть
Знач
евин
ных
ткан
ниє і
ЧЄСТЇ ДЛЯ I
сырь
К0-ХЇ
Пр
ЛЄКСІ
М0ЖІ
Даль
того,'
массї
фИКМ
дельн
одної
ЛИЧИІ
О
ралы|
дента
1-4, 1994
і. табл. / . - М.:
Й.М. Фи-
- 368 с.
>4.931.3
Xобсле-аблюде-Это вы-матико-злучить нераль-дая ста-тавляет •ики со-
¡тан ме-:римен-
'аблица 1
9,88
6,65
9.75 6,50 3,54 Ю,07 6,09
7.76 2,75
В,88 3,71 1,61 2.80 2,58
тальных данных по содержанию сухих веществ, жира, соли, титруемой кислотности, микробиологической обсемененности и органолептической оценки охлажденных мясных тушеных блюд с числом исследуемых партий от 3 до 13 [1).
Оценка всей совокупности проведена по выборочному среднему х, выборочному среднеквадратичному отклонению 5Х, стандартному отклонению выборочного среднего Зх, выборочному значению коэффициента вариации ьх, предельным абсолютной А и относительной Е ошибкам выборки при доверительной вероятности полученных значений Р = 0,95.
В табл. 1 приведены результаты статистической обработки комплексного показателя исходного качества изученного ассортимента мясных тушеных блюд, расфасованных для последующего хранения в герметизированные полиэтиленовые пакеты и функциональные емкости.
Как видно, среднее значение комплексного показателя качества всех исследованных блюд лежит в интервале 0,823-0,981, что соответствует в принятой системе [1] оценке отлично. Колеблемость изучаемого показателя составляет 3,37-11,36% и согласуется с данными [2] о колеблемости отдельных физико-химических свойств пищевых продуктов до 10-12%. Предельная относительная ошибка выборки, имеющая значение 1,61-9,88%, свидетельствует, что выборочная средняя х статистически значимо характеризует совокупность значений комплексного показателя качества блюд с надежностью 0,95 [3].
Статистическая значимость х для блюд из свинины, тушенной с капустой, и рагу доказана с надежностью 0,9. При надежности 0,95 она может быть достигнута при большем объеме выборки. Значительные колебания значений для блюд из свинины можно объяснить влиянием существенных колебаний соотношения жира и мышечной ткани в порционных кусках мяса. Это предположение подтверждается стабильностью показателя качества блюда печень по-строгановски (е =1,61%): для его приготовления используется однородное сырье, характеризующееся определенными физи-ко-химическими показателями.
Приведенные в табл. 1 средние значения комплексного показателя качества охлажденных блюд можно рассматривать как несколько выборок. Дальнейшая обработка этих данных зависит от того, правомерно ли их объединение в один общий массив или же каждая выборка имеет свою специфику и, следовательно, требует обработки по отдельности, т.е. необходимо проверить гипотезу однородности данности или существенности различий средних:.
О принадлежности двух выборок к общей генеральной совокупности судили по критерию Стью-дента, рассчитываемому по формуле:
г,
(«1 + «2 - 2)
е("1) Х(*2)
Г
п{
X
п2
(1)
где п/ и П2 — количество элементов в соответствующих выборках;
•*00 и х(п2)— средние арифметические наблюдений соответственно первой и вто-_ рой выборок;
5І2
"свободная” оценка дисперсий по совокупности двух выборок.
52 • 7^2[(п'- 1)5?<"0 + (Л2' 1)5Н ■ , _ 12) (хі - І — 1.2,...
(2)
(3)
где $1 — дисперсия /-той выборки.
Гипотеза об однородности двух выборок проверена для трех пар данных, приведенных в табл. 1: / — средние групповые значения комплексного показателя качества блюд, расфасованных в полиэтиленовые пакеты и функциональные емкости; 2 — выборки с экстремальными средними значениями *тах и хт-ш в первой группе; 3 — выборки с экстремальными значениями во второй группе.
Таблица 2
*1 Я1 ^*1 *2 *2 3*2 5 1расч (табл
0,8714 8 0,0287 0,9605 4 0,0157 0.0255 5,706 2.228
0,9058 5 0,0484 0,8230 5 0,0654 0,0575 2,276 2.306
0,9811 8 0,0188 0,9447 13 0,1074 0,0861 0,9408 2,093
Результаты статистического анализа комплексного показателя качества охлажденных тушеных мясных блюд приведены в табл. 2. Они свидетельствуют, что статистически значимое влияние при уровне достоверности 0,95 на значение комплексного показателя оказывают особенности технологии, предусматривающей различные способы расфасовки. Расчетный критерий Стьюдента в 2,5 раза превышает табличное значение. Так как две выборки с разными способами расфасовки имеют свою специфику, дальнейший их статистический анализ необходимо проводить раздельно.
Различие между двумя экстремальными средними значениями в каждой из выделенных групп мясных блюд статистически незначимо при уровне достоверности 0,95. Поэтому как экстремальные, так и промежуточные средние значения комплексного показателя качества для изученного ассортимента являются выборками одной и той же генеральной совокупности.
Исходя из этого, целесообразно результаты всех восьми независимых серий измерений комплексного показателя блюд, упакованных в полиэтиленовые пакеты, объединить. В этом случае наилучшей оценкой общей генеральной совокупности будет средневзвешенная арифметическая
% = '^2 «л.
и среднеквадратичное отклонение
1
(4)
(5)
і = і
где
x¡ — среднее значение /-той выборки; m¡ — количество измерений в ¿-той выборке;
п — количество выборок;
N.—общее количество измерений в
п
объединенной выборке N = 2) m'l .
і = 1
Выборочные оценки генеральной совокупности (N = 38) для охлажденных мясных тушеных блюд, расфасованных в герметичные полиэтиленовые пакеты: у= 0,8723; Sу - 0,0635; Vy - 7,28%;
S* = 0,0103; є = 2,39% (при Р - 0,95).
Известно, что охлажденная кулинарная продукция предназначена для дальнейшего хранения в течение определенного срока. Представляет интерес получение статистически достоверной зависимости комплексного показателя качества мясных блюд от срока хранения, пригодной для прогнозирования качества и сроков хранения кулинарной продукции.
Для построения эмпирической зависимости методами регрессионного анализа очень важно, чтобы результаты наблюдений подчинялись нормальному закону распределения. Проверка гипотезы нормальности распределения значений комплексного показателя качества охлажденных блюд, расфасованных в герметичные полиэтиленовые пакеты, выполнена с использованием критерия
X (хи-квадрат), так как объединенная выборка с п > 20 [4].
Число х служит показателем того, насколько хорошо согласуется наблюдаемое (опытное) и ожидаемое (нормальное) распределение.
t - É (6)
і = ! cí
где І — количество бинов (участков), на
которые делится весь интервал возможных значений измеряемой величины;
Оі — опытное число измерений, попавших в 1-тый бин;
• Еі — ожидаемое число измерений, которые должны попасть в г-тый бин при нормальном их распределении
Экспериментальные значения комплексного по казателя качества (говядина духовая — 0,802 0,735; 0,870; 0,805; 0,903; говядина в кисло-слад ком соусе — 0,975; 0,844; 0,924; 0,886; 0,900 гуляш из говядины — 0,959; 0,863; 0,873; 0,833
говядина, тушенная с луком, — 0,947; 0,813; 0,807; 0,856; 0,950; 0,919; рагу из баранины — 0,851; 0,818; 0,905; 0,858; 0,866; 0,879; рагу из свинины — 0,906; 0,917; 0,790; свинина, тушенная с капустой — 0,867; 0,920; 0,720; 0,849; колбаса, тушенная с капустой, — 0,926; 0,838; 0,926; 0,834; 0,955) сгруппированы по интервалам таким образом, чтобы эти интервалы покрывали всю ось (от - «о до + ос) и количество данных в каждом интервале было не менее пяти.
Для каждого интервала вычисляли Ой стандартное отклонение ti (для объединенной выборки х = 0,869 и 5* - 0,059), интеграл вероятностей Ф при соответствующих значениях и (по справочным таблицам), вероятность Я/, £; (п = 38) и относительные величины квалпчта отклонений.
Результаты расчета; л-критерия для указанных экспериментальных значений комплексного показателя качества приведены в табл. 3.
Таблица 3
Ин- тервалы o¡ х;—х Лх ф(ф И -¿С* II E¡= =nP¡ {Oi-Eif
E¡
-со; 0.820 7 -0,831 -0,2969 0,2031 7,72 0,0672
0,820; 0.870 13 0,017 0,0068 0,3037 11,54 0,1847
0.870; 0,920 10 0.864 0,3062 0,2994 11,38 0,1667
0,920; +со 8 + Ой 0.5000 0,1938 7,36 0,0549
2 38 1,0000 38,00 Х2=0,4735
Критическое табличное значение 1С при надежности Р 0,95 и числе степеней свободы ¿/-3 = 4- 3= 1 составляет 3,841, что значительно больше расчетного значения
X = 0,4735. Следовательно, гипотеза о нормальности распределения экспериментальных данных принимается и они могут быть подвергнуты обработке методами регрессионного анализа для установления статистически значимой зависимости изменения комплексного показателя качества тушеных мясных блюд, упакованных в герметичные полиэтиленовые пакеты, в процессе холодильного хранения.
ВЫВОДЫ
Колеблемость комплексного показателя качества охлажденных мясных тушеных блюд составляет 3,37-11,36% и не превышает аналогичную характеристику для отдельных физико-химических свойств пищевых продуктов. Исключение составляют блюда из свинины.
Особенности технологии охлажденных блюд, предусматривающей применение для упаковки герметичных полиэтиленовых пакетов и функцио-
нальны Р 0,95 і Pacn¡ комплеї мясных ные nOJ нормалі
Ратуї
парно
-М.
ІМ.И. БЕ. ГГ7ТИ
Харькова
Качес в услов ровано начальн ные ра; агрессиі биологи белки и Нами но-белк( вый фа[
ПИ рОЖ К'
ров дае' молочнь которые полуфаб Выдел Для изу спектры ВИЗ в кі сравнен По из сти А р, содержа ной свя: сидное і Устан 7 мес) них ЖИ] ются і число К достигає На блюда тельност темпераї луфабри
>,813;
!Ы —
гу из ушен-),849; ),838; валам ■івали ШХ в
стан-5орки ей Ф чным носи-
иных
пока-
лица 3
Еі
,0672
,1847
,1667
0549
0,4735
и народы , что
ІЄНИЯ
|ЛЬНО-
нных обра-уста-иости іа ту-ічньїе ьного
ічест-
вляет
арак-
ІСКИХ
>став-
5люд,
ювки
кцио-
нальных емкостей, статистически значимо при Р 0,95 влияют на качество мясных тушеных блюд.
Распределение экспериментальных значений комплексного показателя качества охлажденных мясных тушеных блюд, расфасованных в герметичные полиэтиленовые пакеты, подчиняется закону нормального распределения.
ЛИТЕРАТУРА
1. Ратушный А.С., Топольник В.Г. Оценка качества кулинарной продукции (Вопросы практической квалиметрии).
— М.: Русская кулинария. 1991. — 182 с.
2. Бражников А.М., Карпычев В.А., Пелеев А.И. Аналитические методы исследования процессов термической обработки мясопродуктов. — М.: Пищевая пром-сть, 1974.
— 232 с.
3. Кокурин В.А. Статистическая обработка данных при малом числе опытов / / Украіньский біохімічний журнал. — 1875. — 47. — №6. — С. 776.
4. Румшимский Л.З. Математическая обработка результатов эксперимента. — М.: Наука. 1971. — 192 с.
Кафедра технологии производства
продуктов общественного питания
Кафедра холодильной и торговой техники
Поступила 23.04.93 , '
СПЕКТРАЛЬНЫЙ АНАЛИЗ КАЧЕСТВА ЖИРОВ НОВЫХ ПОЛУФАБРИКАТОВ
|м.и. Беляев!, ]в.п. максймеЦ. г.в. дейниченко, ХТ7ТИБА ЧЕнКО ---------------
Харьковский институт общественного питания
Качество многих пищевых продуктов, особенно в условиях длительного хранения, часто лимитировано окислительной порчей жира, поскольку начальные продукты окисления жиров — свободные радикалы и гидропероксиды — химически агрессивны и неблагоприятно воздействуют на биологически активные вещества — витамины, белки и др. 11-3].
Нами разработаны новые полуфабрикаты: молочно-белковое тесто для сырников, молочно-белковый фарш, сыпучие полуфабрикаты для блинов и пирожков. Исследование степени окисления жиров дает ценную информацию о качестве сухих молочных продуктов, муки, т.е. тех компонентов, которые использованы при разработке рецептур полуфабрикатов [4-6).
Выделение жиров проводилось по методу Фолча. Для изучения их качества измерялись ИК- и УФ-спектры, которые записывались на Спекорде УВ ВИЗ в кварцевых кюветах толщиной 1 см; в кювету сравнения наливался чистый растворитель.
По измеренным величинам оптической плотно-
1 %
сти А рассчитывали удельное поглощение Е1см и содержание жирных кислот с сопряженной двойной связью. Определяли также кислотное, перок-сидное и тиобарбитуровое числа.
Установлено, что при длительном хранении (6-7 мес) сыпучих полуфабрикатов содержащиеся в них жиры при комнатной температуре подвергаются в значительной мере гидролизу, кислотное число К.ч. в жире полуфабриката для блинов достигает 11,37, для пирожков — 18,19 мг КОН. Наблюдаемый рост К.ч. вполне объясним как длительностью хранения при относительно высокой температуре 18-20'С, так и присутствием в полуфабрикатах ферментов гидролиза — липаз в
641.14.002.62
составе сухого цельного молока, яичного порошка, липидов муки.
В молочно-белковых полуфабрикатах теста и фарша при менее продолжительном хранении (до 48 ч) и при охлаждении до 4-6°С К.ч. жиров составляет соответственно 3,84 и 2,63 мг КОН.
Результаты определения первичных (гидропероксиды) и вторичных (альдегиды) продуктов окисления жиров величинами соответственно перок-сидного /7.ч. и тиобарбитурового Тб.ч. чисел показывают, что степень автоокисления всех исследуемых жиров незначительна (табл. 1).
Таблица 1
Химическне показатели жиров, выделенных из полуфабриката
Полуфабрикат К. ч„ мг КОН Тб. ч„ ¿528 П. ч.. % йода Содержание витамина £, мг%
Сыпучий;
для блинов 11,37 0,06 0,06 4.18
для пирожков 18.19 0.13 0.11 4.20
Тесто для сырников 3,84 0.05 0,02 0,10
Фарш молочно- 2,63 0.08 0.02 1.20
белковый
При длительном хранении полуфабрикатов при комнатной температуре П.ч. жиров достигает 0,06-0,11 г йода, а при холодильном хранении теста и фарша — еще меньше (0,02 г йода). Аналогичная закономерность соблюдается и для Тб.ч.
Следует констатировать, что окисление липидов в сыпучих полуфабрикатах значительно ингибиро-
