速冷凍至-15~-25°C，冷凍時(shí)間3-5小時(shí)，然后進(jìn)行干燥升華，干燥選用遠(yuǎn)紅 外微波處理，干燥功率為I kW-Ι. 4kW，干燥溫度為50-70°C，干燥時(shí)間為1小時(shí)，干燥后進(jìn)行粉 碎，過(guò)篩，得到凍干果粉;采用同樣的方法處理其他幾種新鮮水果，得到相應(yīng)的凍干果粉;將 各凍干果粉按照相應(yīng)的比例配制為凍干混合果粉；
[0036] (3)取30-60份步驟（1)得到的全蛋白混合物和10-30份心臟健康纖維粉末，以及步 驟(2)得到的10-30份綠色蔬菜混合物和10-30份凍干混合果粉，進(jìn)行混合，然后加入1份消 化性植物酶和1份非藥用成分，混合，得到本發(fā)明所述的果蔬蛋白粉營(yíng)養(yǎng)補(bǔ)充劑。
[0037]與現(xiàn)有技術(shù)相比，本發(fā)明的有益效果為：
[0038] (1)本發(fā)明根據(jù)人體日常所需的營(yíng)養(yǎng)元素科學(xué)配伍復(fù)配的配方，滿足膳食營(yíng)養(yǎng)平 衡，所用原料均來(lái)自有機(jī)認(rèn)證農(nóng)場(chǎng)，工藝過(guò)程不添加任何有害的化學(xué)成分，安全無(wú)污染。
[0039] (2)本發(fā)明復(fù)配的配方在滿足人體營(yíng)養(yǎng)全面性，全蛋白成分必需氨基酸種類齊全， 比例合理，是優(yōu)質(zhì)蛋白質(zhì)，構(gòu)建機(jī)體和修復(fù)組織，構(gòu)成體內(nèi)生理作用物質(zhì)；心臟健康纖維含 有豐富的膳食纖維，預(yù)防改善便秘，可預(yù)防血脂升高，預(yù)防糖尿病癥狀，有益腸道健康;科學(xué) 配伍的綠色蔬菜混合物和凍干混合果粉，含豐富的維生素和礦物質(zhì);植物性消化酶使?fàn)I養(yǎng) 成分分解成小分子團(tuán)，更易消化吸收。
[0040] (3)本發(fā)明復(fù)配的配方營(yíng)養(yǎng)成分全面同時(shí)確保低熱量攝入，在正常能量代謝基礎(chǔ) 上造成能量負(fù)平衡，為減脂瘦身打開(kāi)能量攝入缺口，健康減脂瘦身，避免過(guò)度節(jié)食和化學(xué)類 減肥藥物造成機(jī)體代謝紊亂和體質(zhì)下降。
[0041] (4)本發(fā)明復(fù)配的配方在抗老化，確保心腦血管健康方面有顯著效果，復(fù)配的凍干 混合果粉含有豐富的多酚和抗氧化物質(zhì)，可預(yù)防衰老，復(fù)配的膳食纖維可調(diào)節(jié)血脂，改善便 秘，在預(yù)防心腦血管疾病方面有顯著效果。
[0042] (5)本發(fā)明制備的營(yíng)養(yǎng)補(bǔ)充劑復(fù)水性好、Vc含量高。
【具體實(shí)施方式】
[0043] 以下結(jié)合實(shí)施例對(duì)本發(fā)明進(jìn)行詳細(xì)的闡述。
[0044] 實(shí)施例1蛋白纖維最優(yōu)制備工藝和組分的復(fù)水性試驗(yàn)
[0045] 1試驗(yàn)布局
[0046] 全蛋白混合物組分分為三個(gè)水平：30份、45份和60份，心臟健康纖維分為三個(gè)水 平：10份、15份和30份，制備工藝參數(shù)加水量分為三個(gè)水平:8wt%、10wt%和15wt%，制備工 藝參數(shù)轉(zhuǎn)速分為三個(gè)水平：140r/min、160r/min和180r/min，按照四因素三水平設(shè)計(jì)正交試 驗(yàn)，并得到表1中的9組試驗(yàn)(表1數(shù)據(jù)由 SpSS17.0的一般線性模型中單變量設(shè)計(jì)正交試驗(yàn)得 到）。值得注意的是，本實(shí)施例中，其他組分的重量份是固定的，具體地，綠色蔬菜混合物15 份，凍干混合果粉15份，植物性消化酶1份，非藥用成分1份。
[0047]表1實(shí)施例1試驗(yàn)設(shè)計(jì)表
[0049] 2材料與方法
[0050]數(shù)顯溫控儀，電子天平(精度為0.Olg)，取制備樣品50g，放入500ml燒杯中，蒸餾水 400ml溶解，復(fù)水過(guò)程水溫控制為50°C，30分鐘后撈出試樣置于篩網(wǎng)上瀝水5分鐘，瀝干后稱 重，控制試驗(yàn)過(guò)程中水溫保持在50°C，復(fù)水性比率為Rf = Gf/Gg，其中Rf為復(fù)水性比率，Gf為 樣品復(fù)水后瀝干質(zhì)量，Gg為干樣品試樣質(zhì)量;計(jì)算步驟(1)中得到的9組試驗(yàn)的復(fù)水性比率， 具體值詳見(jiàn)表1的最后一列。采用Spssll.O統(tǒng)計(jì)軟件做多因素方差分析。
[00511 3結(jié)果分析
[0052]表2實(shí)施例1主體間效應(yīng)的檢驗(yàn) [0053] 因變量:復(fù)水性比率 CN 105520151 A ΙΛ m ~P 5/17 頁(yè)
[0055] 因變量:復(fù)水性比率
[0057] a.R方=.986(調(diào)整 R方=.979)
[0058] 由表2可得，主體間因素加水量、轉(zhuǎn)速、全蛋白混合物、心臟健康纖維對(duì)復(fù)水性比率 有顯著性差異，表明制備工藝參數(shù)的改變和組分構(gòu)成均對(duì)樣品的復(fù)水性比率有影響，且主 體間效應(yīng)為轉(zhuǎn)速> 心臟健康纖維 > 全蛋白混合物 > 加水量，表明影響復(fù)水性因素中轉(zhuǎn)速的 影響居于首位，對(duì)樣品回復(fù)原狀和結(jié)合水的能力的影響最大，而心臟健康纖維對(duì)樣品回復(fù) 原狀能力的影響要大于全蛋白混合物，加水量的影響最小。
[0059]表3實(shí)施例1加水量影響分析 [0060] 因變量:復(fù)水性比率
[0062]由表3可得，范圍上下限的加水量10% >8% >15%，加水量的增大在一定程度上 使得原料混勻更均勻，熱傳導(dǎo)更快從而分散性較好，更易結(jié)合水分子，而隨著加水量進(jìn)一步 加大，會(huì)在熟化的熱傳導(dǎo)中損失一部分熱量，也減弱了結(jié)合水分子的能力，使得回復(fù)原狀的 能力減弱。
[0063]表4實(shí)施例1轉(zhuǎn)速影響分析 [0064] 因變量:復(fù)水性比率
[0066] 由表4可得，范圍上下限的轉(zhuǎn)速中的水平影響160r/min> 180r/min>140r/min，表 明在一定范圍內(nèi)轉(zhuǎn)速越高，腔體內(nèi)壁的摩擦和剪切作用增強(qiáng)，樣品的接觸橫截面越多，部分 大直鏈淀粉變成小分子，分子間的氫鍵作用減小，物料的水分更易進(jìn)入，從而使得接觸筒壁 吸收更多熱量，使得熟化程度提高，而隨著轉(zhuǎn)速進(jìn)一步提高，樣品的接觸橫截面不再呈線性 增長(zhǎng)，而過(guò)高的轉(zhuǎn)速在一定程度上會(huì)損耗一部分物料，吸收熱量不再提高，影響熟化程度， 使得樣品在恢復(fù)原狀的能力和結(jié)合水份的能力有所減弱。
[0067] 表5實(shí)施例1全蛋白混合物影響分析 [0068] 因變量:復(fù)水性比率
[0070]由表5可得，范圍上下限的全蛋白混合物水平影響，45份>30份>60份，表明隨著 全蛋白混合物組分越大，在制備過(guò)程中可以結(jié)合水分的成分越多，從而使得樣品恢復(fù)原狀 的能力越強(qiáng)，而隨著全蛋白混合物含量的增多，在逐漸熟化過(guò)程中食品表面水分蒸發(fā)中，表 面糖分和其他溶質(zhì)在樣品表面形成干硬膜，封閉樣品表面微孔和細(xì)胞之間空隙，使得結(jié)合 水分恢復(fù)原狀的能力減弱。
[0071]表6實(shí)施例1心臟健康纖維影響分析
[0072] 因變量:復(fù)水性比率
[0074]由表6可得，范圍上下限的心臟健康纖維水平影響，15份>30份> 10份，表明隨著 心臟健康纖維組分越大，在制備過(guò)程中可以結(jié)合水分的成分越多，從而使得樣品恢復(fù)原狀 的能力越強(qiáng)，而隨著心臟健康纖維含量的進(jìn)一步增多，在逐漸熟化過(guò)程中試樣表面的水分 蒸發(fā)速率較快，而內(nèi)部的水分蒸發(fā)相對(duì)滯后，表面熟化的物質(zhì)在表面封閉表面微孔，使得復(fù) 水性能力減弱。食品表面水分蒸發(fā)中，表面熟化的糖分在樣品表面形成干硬膜，封閉樣品表 面微孔和細(xì)胞之間空隙，使得結(jié)合水分恢復(fù)原狀的能力減弱。
[0075] 綜上可得，復(fù)水性最優(yōu)的全蛋白混合物和心臟健康纖維制備工藝參數(shù)和組分比例 為加水量為IOwt %，轉(zhuǎn)速為160r/min，蛋白質(zhì)原料45份，纖維原料15份。
[0076] 實(shí)施例2蛋白纖維制備工藝和組分的復(fù)水性對(duì)比試驗(yàn)
[0077] 1材料與方法
[0078]數(shù)顯溫控儀，電子天平(精度為0.Olg)，取制備樣品50g，放入500ml燒杯中，蒸餾水 400ml溶解，復(fù)水過(guò)程水溫控制為50°C，30分鐘后撈出試樣置于篩網(wǎng)上瀝水5分鐘，瀝干后稱 重，控制試驗(yàn)過(guò)程中水溫保持在50°C，復(fù)水性比率為Rf = Gf/Gg，其中Rf為復(fù)水性比率，Gf為 樣品復(fù)水后瀝干質(zhì)量，Gg為干樣品試樣質(zhì)量。Spssll.O統(tǒng)計(jì)軟件做多因素方差分析，按表7 配制原料組分比例，采用制備工藝參數(shù)制成樣品。
[0079]表7實(shí)施例2試驗(yàn)設(shè)計(jì)表 L 〇〇81 J 2數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析
[0082] 采用SPSS17.0統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行單因素方差分析(One-Way AN0VA)，單處理之間的差 異顯著(P<0.05)時(shí)，用LSD檢驗(yàn)進(jìn)行多重比較分析。
[0083]表8實(shí)施例2單因素方差分析
[0085]由表8可知P>0.05，表明參數(shù)檢驗(yàn)符合正態(tài)性分布假設(shè)，可以進(jìn)行后續(xù)分析。 [0086] 表9實(shí)施例2方差齊性檢驗(yàn)
[0087] 復(fù)水性比率
[0089] 由表9可知P>0.05,表明方差齊性，符合原假設(shè)，可進(jìn)行后續(xù)分析。
[0090] 表10實(shí)施例2單因素方差分析
[0091] 復(fù)水性比率
[0093]由表10可知組間F檢驗(yàn)的P值<0.05,表明因素處理間的差異性具有顯著性，具有 統(tǒng)計(jì)意義，可以進(jìn)