全 文 ：2010 No．3
Serial No．216 China Brewing
4 成品质量标准
4.1 感官指标
色泽：琥珀色，有光泽；香气：具有醋香、醇香和南果梨
特有的果香，香气浓郁协调；滋味：酸味柔和，酸中带甜，无
不良气味；体态：浓度适宜，清澈透明；
4.2 理化指标
总酸（以醋酸计）≥4.0g/100mL；还原糖（以葡萄糖计）≥
2.0g/100mL；酒精度0.08%vol。
4.3 微生物指标
细菌总数≤100个/mL；大肠菌群≤3个/100mL；致病
菌（指肠道致病菌）：不得检出。
4.4 卫生指标
符合食醋国家标准GB2719-1996。
5 结论
南果梨果醋的适宜工艺条件：（1）酒精发酵的适宜条
件：活性干酵母的接种量为0.1%，酒精发酵初始含糖量为
16%，发酵时间为2d。（2）醋酸发酵适宜的条件：发酵温度
30℃，醋酸菌接种量10%，初始酒精度6%vol。
参考文献：
[1]马学曾.食醋酿造技术发展趋势当议[J].中国调味品，2002(12）：3-6.
[2]董玉新，郭德智.果醋开发及果醋工艺研究[J]. 新产品，2001，7（2）：
123-125.
[3]牛 蕾，杨幼慧.健康食品 -果醋[J].中国酿造，2004（2）：9-11.
[4]薛 伟，丁 燕.尚待开发的绿色食品 -饮料型果醋[J].调味与保健，
2003，5：41.
[5]宣景宏，霍庆贞，孙 坚.南果梨研究综述.全国第四届科研，生产与产
业化学术研讨会，2005(3):100-107.
[6]辛 广,张维华,吴 琳.南果梨贮藏过程中果肉褐变机理及其控制技
术的研究[J].鞍山师范学院学报，1997，18（2）：49-51.
[7]辛 广,张维华,张兰杰，等.南果梨多酚氧化酶的研究 [J].沈阳农业大
学学报，1997，28（4）：274-277.
[8]李喜宏，庞静静，胡云峰，等.欧李果醋原料筛选及其工艺研究[J].中
国调味品，2008（6）：33-36.
表5 正交试验方差分析
Table 5. Variance analysis of orthogonal experiment
方差来源 离差平方和 自由度 均方 F值 Fa
A 1.149 2 0.575 2.561 F0.05（2,6）=5.14
B 0.039 2 0.02 0.087 F0.01（2,6）=10.9
C 0.158 2 0.79 0.352
总和 1.35 6
沙果（Malusasiatica）为蔷薇科植物林檎的果实，又名
海棠果、五色果、联珠果等，是黑龙江省夏秋季节大量上
市的水果。沙果中含有丰富的糖类、有机酸、多酚、果胶、
多种维生素、矿物质、微量元素等多种营养成分[1]。膳食纤
维被称为继碳水化合物、蛋白质、脂肪、矿物质、维生素和
水之外的“第七大营养素”，能够改善人体营养状况，调节
发酵法制取沙果渣可溶性膳食纤维的研究
肖 盾1，牛广财1*，朱 丹2，刘远洋1
（1.黑龙江八一农垦大学食品学院，黑龙江 大庆 163319；2.黑龙江八一农垦大学生命科学技术学院，黑龙江 大庆 163319）
摘 要：以沙果渣为原料，采用混合菌种发酵法制取沙果渣可溶性膳食纤维。通过单因素试验和响应面分析，研究料液比、接种量、发
酵温度、发酵时间对可溶性膳食纤维制取率的影响，并优化了制取工艺参数。结果表明：发酵法制取沙果渣可溶性膳食纤维的最佳工
艺条件为料液比1∶23（g∶mL）、接种量12%、发酵温度32℃、发酵时间3d，在此条件下沙果渣可溶性膳食纤维的平均制取率为13.28%。
关 键 词：发酵法；沙果渣；可溶性膳食纤维；响应面分析
中图分类号：TQ920.9 文献标识码：B 文章编号：0254-5071（2010）03-0166-05
Preparation of soluble dietary fiber from Malusasiatica pomace by fermentation
XIAO Dun1, NIU Guangcai1*, ZHU Dan2, LIU Yuanyang1
(1. College of Food Science, Heilongjiang Bayi Agricultural University, Daqing, 163319, China;
2. College of Life Science and Technology, Heilongjiang Bayi Agricultural University, Daqing, 163319, China)
Abstrcat: Using Malusasiatica pomace as the main raw material, the soluble dietary fiber (SDF) was prepared by fermentation with mixed strains.
Effects of ratios of material and liquid, inoculum, fermentation temperature and time on yield of SDF were investigated by single factor and response
surface analysis experiment, and fermentation conditions were optimized. The results showed that the optimum conditions were as follows: ratio of
material to liquid (g/ml) by 1∶23, inoculum at 12%, fermentation at 32℃ for 3 d. Under these conditions, the average yield of SDF was 13.28%.
Key words: fermentation method; Malusasiatica pomace; soluble dietary fiber (SDF); response surface analysis
收稿日期：2009-11-08
基金项目：黑龙江省普通高等学校青年学术骨干支持计划项目（1154G59）
作者简介：肖 盾（1982-），男，硕士研究生，研究方向为农产品贮藏加工；牛广财*，副教授，通讯作者。
≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤≤
Product Development166· ·
中 国 酿 造
2010年 第 3期
总第 216期
机体功能。研究表明[2-3]，膳食纤维具有润便、治疗肥胖、
调节血糖、降低血胆固醇水平、预防高血压等作用。膳食
纤维的很多重要生理功能都与可溶性膳食纤维（SDF）有
很大关系，但许多自然存在的膳食纤维资源中的可溶性膳
食纤维所占比例都很小，无法达到膳食平衡要求。因此最
近很多学者采用不同方法对膳食纤维进行改性，以提高可
溶性纤维的含量和达到提高膳食纤维生理功能的目的[4]。
本研究采用混合菌种发酵法从沙果渣中制取膳食纤维，
为沙果渣的综合利用提供新的途径。
1 材料与方法
1.1 材料与试剂
沙果渣由大庆市隆赫达食品有限公司提供；乳酸菌、
酵母菌、米根霉由黑龙江八一农垦大学食品学院发酵实
验室保藏；MRS培养基、PDA培养基、YDP培养基、95%vol
无水乙醇等。
固态发酵培养基：将沙果渣粉碎至80目后，按所需比
例与水混合，加入淀粉酶酶解后灭菌，制成培养基。
1.2 仪器与设备
DH4000型电热恒温培养箱：天津市泰斯特仪器有限
公司；SPH-250型生化培养箱：上海森信实验仪器有限公司；
HZQ-QX全温振荡器：哈尔滨东联电子技术开发有限公司；
TD5A台式多管架离心机：长沙英泰仪器有限公司。
1.3 方法
1.3.1 工艺流程
沙果残渣→干燥→粉碎过筛→制成固态培养基→接入菌种→发酵→
灭活→离心分离→上清液→静置、调等电点→醇析→离心分离→干燥→
可溶性膳食纤维
1.3.2 操作要点
接入菌种：将米根霉∶乳酸菌∶酵母菌=2∶2∶1的比例接入
固态培养基中；离心分离：采用离心机进行固液分离，转速
为3600 r/min，时间6 min，收集上清液；静置、调等电点：加
入磷酸缓冲溶液，调节pH值为5.60，使上清液中可溶性蛋
白质沉淀；醇析：加4倍95%vol乙醇，沉淀SDF，然后再进行
离心分离，分离出可溶性膳食纤维；干燥：分离出的SDF在
70℃鼓风干燥箱中进行干燥。
1.4 试验方法
1.4.1 单因素试验
料液比对制取率影响：以混合菌种接种量为12%，料液
比分别为1∶10、1∶20、1∶30、1∶40、1∶50（g∶mL），在30℃发酵3d，
以制取率为评价指标，研究料液比对沙果渣可溶性膳食纤
维制取率的影响。
接种量对制取率的影响：以料液比为1∶20，接种量分
别为8%、10%、12%、14%、16%，在30℃发酵3d，以制取率
为评价指标，研究接种量对沙果渣可溶性膳食纤维制取率
的影响。
发酵温度对制取率的影响：以料液比为1∶20、接种量
为12%，分别在26℃、28℃、30℃、32℃、34℃发酵3d，以制取
率为评价指标，研究发酵温度对沙果渣可溶性膳食纤维
制取率的影响。
发酵时间对制取率的影响：以料液比为1∶20、接种量
为12%，在30℃分别发酵1d、2d、3d、4d、5d，以制取率为评
价指标，研究发发酵时间对沙果渣可溶性膳食纤维制取
率的影响。
1.4.2 响应面法对发酵工艺优化
在单因素试验的基础上，根据Box-Benhnken中心组合
试验设计原理[5]，以制取率为响应值，设计4因素5水平响
应面分析试验，因素水平编码见表1。数据用SAS 8.2程序
分析确定最优发酵工艺参数。
1.4.3 可溶性膳食纤维制取率的计算
制取率（Y）=制取可溶性膳食纤维质量 /所用沙果渣质量×100%
2 结果与分析
2.1 单因素试验分析
2.1.1 料液比对制取率的影响
由图1A可知，随着料液比的增加，可溶性膳食纤维的
制取率也有所升高。在料液比＜1∶20，可溶性膳食纤维增
加幅度比较明显。当料液比＞1∶20后，增减效果不明显，且
在之后的醇析时会消耗大量乙醇。从经济角度考虑，选择
料液比1∶20左右比较适宜。
2.1.2 接种量对制取率的影响
由图1B可知，接种量为12%时，可溶性膳食纤维的制
取率最高，达到12.71%。接种量过大会导致前期发酵剧烈，
后期动力不足[6]。接种量为12%~14%时可溶性膳食纤维
制取率相差不大，综合考虑较合适的接种量在12%左右。
2.1.3 发酵温度对制取率的影响
由图1C可知，26℃时发酵速度较慢，且制取率较低。34℃
时前期发酵剧烈，后期发酵动力不足，制取率较低。28℃~
30℃时发酵速度最快，发酵平稳，制取率最高可达11.47%；
当温度超过30℃时，可溶性膳食纤维制取率随温度升高而
降低。这是由于温度升高导致其本身分子结构受到破坏，
从而使之降低[7]。因此，发酵温度控制在30℃左右较为合适。
2.1.4 发酵时间对制取率的影响
表1 优化发酵工艺正交试验因素水平编码
Table 1. Independent variables and levels
水平 X1料液比（g∶mL） X2接种量/% X3发酵温度/℃ X4发酵时间/d
+2 1∶30 16 34 5
1 1∶25 14 32 4
0 1∶20 12 30 3
-1 1∶15 10 28 2
-2 1∶10 8 26 1
产品开发 167· ·
2010 No．3
Serial No．216 China Brewing
图1 料液比(A)、接种量(B)、发酵温度(C)、发酵时间(D)对可溶性膳食纤
维制取率的影响
Figure 1. Effects of ratios of material and liquid (A), inoculum (B),
temperature (C), fermentation time (D) on yield of SDF
由图1D可知，随着时间的延长，可溶性膳食纤维制取
率也随之升高；但超过3d，可溶性膳食纤维制取率上升幅
度较小。这是由于可溶性膳食纤维主要成分是果胶，而果
胶中原果胶溶解性较差，发酵时间短，原果胶不能充分溶
解出来，但时间过长，会使果胶裂解，且果胶在水中被氢离
子水解而降低产量。因此，发酵时间选择3d左右。
2.2 沙果渣可溶性膳食纤维制取工艺的优化
2.2.1 回归方程建立与方差分析
试验结果（表2）通过SAS 8.2数据分析软件进行回归
分析，由表3可知，二次回归方程为：
y=-249.805833+2.187417x1+5.694792x2+12.659167x3+7.128333x4-
0.030154x12-0.002938x2x1-0.180651x22-0.024438x3x1-0.040781x3x2-
0.188464x32-0.083875x4x1+0.158437x4x2-0.071563x4x3-0.805104x42
该相关系数R=0.9921，由表4和表5可知，二次回归模型
的F值为66.55，其p值<0.001，大于在0.01水平上的F（ 14，15）0.01=
3.56值；而失拟项的F值为3.22，小于在0.05水平的F（10，5）0.05=
4.74，说明该模型的拟和效果良好。一次项、二次项、交互
项F值均大于0.01水平上的F值，说明各个因素对可溶性膳
食纤维制取率有极其显著的影响。
表2 响应面分析方案及试验结果
Table 2. Design and results of response surface analysis
试验号
X1料液比
（g：mL）
X2接种
量/%
X3发酵
温度/℃
X4发酵
时间/d
制取率
Y/%
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
11
12
13
14
15
16
17
18
19
20
21
22
23
24
25
26
27
28
29
30
-1
-1
-1
-1
-1
-1
-1
-1
1
1
1
1
1
1
1
1
-2
2
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
-1
-1
-1
-1
1
1
1
1
-1
-1
-1
-1
1
1
1
1
0
0
-2
2
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
-1
-1
1
1
-1
-1
1
1
-1
-1
1
1
-1
-1
1
1
0
0
0
0
-2
2
0
0
0
0
0
0
0
0
-1
1
-1
1
-1
1
-1
1
-1
1
-1
1
-1
1
-1
1
0
0
0
0
0
0
-2
2
0
0
0
0
0
0
7.51
8.16
9.12
9.82
9.25
12.15
10.05
12.45
8.35
8.21
8.73
8.28
10.08
11.11
10.85
10.35
10.18
9.13
7.68
11.88
8.96
10.35
8.85
10.05
12.98
12.73
12.53
12.44
12.79
12.63
Product Development168· ·
中 国 酿 造
2010年 第 3期
总第 216期
表3 回归模型方差分析
Table 3. Variance analysis of regression equation
方差来源 参数估计值 标准误 t值 Pr > |t|
常数项
X1
X2
X3
X4
X12
X22
X32
X42
X1X2
X1X3
X1X4
X2X3
X2X4
X3X4
-249.805833
2.187417
5.6947928
12.659167
7.128333
-0.030154
-0.180651
-0.188464
-0.805104
-0.002938
-0.024438
-0.083875
-0.040781
0.158437
-0.071563
16.600954
0.267283
0.696534
0.922214
1.316010
0.002326
0.014540
0.014540
0.058160
0.007615
0.007615
0.015230
0.019037
0.038075
0.038075
-15.05
8.18
8.18
13.73
5.42
-12.96
-12.42
-12.96
-13.84
-0.39
-3.21
-5.51
-2.14
4.16
-1.88
<0.0001
<0.0001
<0.0001
<0.0001
<0.0001
<0.0001
<0.0001
<0.0001
<0.0001
0.7051
0.0059
<0.0001
0.0490
0.0008
0.0797
表4 方差分析表
Table 4. Variance analysis
方差来源 自由度 平方和 均方和 F值 p值
回归模型 14 86.445458 0.9842 66.55 <0.0001
误差 15 1.391692 0.092779 F（14,15）0.05=2.43
F（14，15）0.01=3.56总误差 29
表5 回归方程各项的方差分析
Table 5. Variance analysis of regression equation
回归方差来源 自由度 平方和 均方和 F值 p值
一次项 4 35.963950 0.4094 96.91 <0.0001
二次项 4 44.338121 0.5048 119.47 <0.0001
交互项 6 6.143388 0.0699 11.04 <0.0001
失拟项 10 1.204558 0.120456 3.22 0.1045
纯误差 5 0.187133 0.037427
F（10,5）0.05=4.74
总误差 15 1.391692 0.092779
2.2.2 响应面以及等高线分析结果
响应面图是响应值在各试验因子交互作用下得到的
结果，构成的一个三维空间曲面。根据回归方程，采用
SAS 8.2统计软件绘制响应曲面图，考察所拟合的响应曲面
的形状。图2是对响应值制取率影响较大的两因素交互作
用的响应面。
由图2A可知，料液比在1∶10~1∶22.54范围内，发酵温
度在26~31.48℃范围内时，两者存在着显著的增效作用，制
取率随着料液比和温度的增加而升高；而当料液比在
1∶22.54~1∶30区间，发酵温度在31.48℃~34℃范围时，制取
率反而随着2个因素的增加开始下降。由图2B可知，接种
量在8%~12.14%范围内，发酵温度在26℃~31.48℃范围内时，
两者存在着显著的增效作用，制取率随着接种量和发酵温
度的增加而升高；而当接种量在12.14%~16%区间，发酵温
度在31.48℃~34℃范围内，制取率反而随着2个因素的增加
开始下降。由图2C可知，料液比在1∶10~1∶22.54范围内，发
酵时间在1d~2.7 d范围时，两者存在着显著的增效作用，制
取率随着料液比的增加而升高；而料液比在1∶22.54~1∶30
区间范围时，发酵时间在2.7d~5d范围时，制取率反而随着
2个因素的增加开始下降。由图2D可知，接种量在8%~
12.14%）范围内，发酵时间在1d~2.7d范围时，两者存在着
显著的增效作用，制取率随着料液比的增加而升高；而
当接种量在12.14%~16%区间，发酵时间在2.7d~5d范围时，
产品开发
图2 料液比、发酵温度、接种量、发酵时间交互影响的响应面图
Figure 2. Response surface of ratios of material and liquid, temperature,
inoculum, fermentation time
A
B
C
D
169· ·
2010 No．3
Serial No．216 China Brewing
制取率反而随着两个因素的增加开始下降。
为了确定最佳点的值，采用SAS软件的RSREG程序对
试验模型进行分析，以得到沙果渣发酵最佳工艺条件，经
典型性分析得出最佳发酵条件为料液比1∶22.54，接种量
12.14%，发酵温度31.48℃，发酵时间2.7d。在该条件下，沙
果渣可溶性膳食纤维的理论制取率预测值为14.32%。
2.2.3 验证试验
为检验试验的可靠性，采用上述最佳发酵条件进行沙
果渣发酵试验，同时考虑到实际操作的便利，将最佳条件
修正为料液比1∶23、接种量12%、发酵温度32℃、发酵时间
3d，经过5次重复试验，实际得到的可溶性膳食纤维制取率
的平均值为13.28%，与理论预测值比较可知，响应面分析
所得到的优化模型是可靠的，表明该数学模型对优化沙果
渣可溶性膳食纤维的制取工艺是可行的。
3 结论
在单因素试验的基础上，采用Box-Behnken中心组合
试验设计，以料液比、接种量、发酵时间、发酵温度为试验
因素，以可溶性膳食纤维制取率为指标，得到沙果渣可溶
性膳食纤维的数学回归模型。通过回归模型分析可知，料
液比（X1）、接种量（X2）、发酵温度（X3）、发酵时间（X4）对沙
果渣可溶性膳食纤维的制取率的影响是显著的。同时，对
模型进行分析，得到沙果渣可溶性膳食纤维的最佳制取工
艺参数为料液比1∶23、接种量12%、发酵温度32℃、发酵时
间3d，该条件下可溶性膳食纤维的制取率为13.28%。
参考文献：
[1]常启龙,卢晓霆,王迎辉,等.海棠果果醋的酿造研究[J].中国酿造,2009
(2):173-175.
[2]刘 伟,刘成梅,林向阳,等.膳食纤维的国内外研究现状与发展趋势
[J].食品科技,2003(4):25-27.
[3]全国营养学会.中国居民膳食营养素参考摄入量[M].北京：中国轻工
业出版社，2000.
[4]涂宗财，李金林，汪菩琴，等.微生物发酵法研制高活性大豆膳食纤维
的研究[J].食品工业科技,2005(5):49-51.
[5]吴 晖，赖富饶，胡筱波.响应面分析法优化油菜花粉多糖提取工艺
的研究[J].食品与机械,2007,23(5):66-69,73.
[6]李凤敏.微生物酶法生产高活性膳食纤维的研究[D].东北师范大学硕
士论文，2003.
[7]王庆忠.绿色木霉发酵制取柑桔皮膳食纤维及其理化特性研究[D].四
川农业大学硕士论文，2004.
Product Development
笠广告笠
笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠笠
170· ·