和三盆糖の着色に及ぼす製造条件の影響＊
松 井 年 行EFFECTS OF MANUFACTURING CONDITIONS ON BROWNING
OF WASANBON−TO SUGAR
ToshiyukiMATSUI
TheeseriesofcxperimentswerecarriedouttoelucidatemanufacturlngCOnditionsinfluenclngOnthebrownlngOf
Wasanbon−tOSugar．InthefirstexpeIiment，therelationshipbetweenthrcefactorsincludingreactiontemperature， reactiontimeandvarietiesofsugarcanes（N：Co310andChiknsha）wasexaminedrInthesecondseries，thezelationbetweenreactiontemperature，IeaCtiontime，andthepressedjuicewithor withoutether extractionwasexamined
Intheabovetwoseriesofexperiments，e鮎ctsofthefactorswcreanalyedstatistical1ybythetheewayclassi丘cation method．hthethildseries，efrtctsofsevenfactorsincludingIeaCtiontcmperature，aminoacids，PH，Ieducingsugars，
sucrose，reaCtiontime，andwater onthebrownlngOfWasanbon−tOSugar WerCeXaminedby3n，丘actionalhctorial experimentusingtheorthogonalarraytable‖ The3−deoxyglucosone（3−DG）content and absorbance at440nm
wereusedasindicationsofthebrowningintheabovethreeseriesofexperiments．Boththe3−DGcontentandthe absorptionvalueofthepressedjuice丘OmSugarCane（vaIietyN：Co310）weIelowcrthanthoseofChikushaThefe
wasnoslgnificantdi鮎rencebetweenthepressedjuiceswithoTWithoutetherextraction，Whilethepressedjuicewith
theextractionshowedloweIabsorbancethantheunextractedoneThe3−DGcontentinWasanbon−tOSugarWaS
affbctedsigni丘cantlYbychangesoflevelsofamino acids，reducingsugars，andwaterinShiroshita−tO Sugar（pre−Ie負nedsugar） 和三盆糖の着色について，影響する因子をさかす￣ために3系列の実験を行なった。．第1は，反応温度，反応時間，
品種の3因子の関係を試験した‖第2は，反応温度，反応時間，さとうきび圧搾汁の前処理の有無を試験した．前処
理とは，圧搾汁をエーテルで抽出した2系列での実験において，因子の効果を3元配置によって統計的に分析した． 第3は，和三盆糖の褐変に関する反応温度，アミノ酸，pH，還元糖，ショ糖，反応時間，水盛から怒る7因子の効果 を，直交配列表による要因分析である3nによって検討した小3一デオキシグルコソン（3DG）含盈と0．D．．440nmの 吸光倍を褐変の尺度としたN：Co310の圧搾汁は竹薦のそれよりも3DG含盈は少なかった．．エ・−テル抽出物と無 処理物には3DG含盈に有意差はなかったが，圧搾汁は無処理区よりも吸光値が低かった．自下糖のアミノ酸，還元 糖，水の含盈は，和三盆塘の3DG含盈に影響を与えた 緒 口 和三盆糖の着色度は，さとうきび圧搾汁を常圧加熱する時，主にアミノーカルポニル反応によって生成される着色 中間生成物である3−デオヰシグルコソン（以下3DGと略す）を定盈することによって測定が可能である（1〉． 和三盆魔の着色度は，色差計によりL（明度）73．0∼77一ノ0，a（赤味）−2．0∼−0．4，b（黄味）16．0∼20．．0の範囲に あった． 前報（2）でも報告した様に，和三盆糖に残留する3DG含選ば白下糖段階の含有急に左右され，白下糖で3DG含盈の 多い卑のは和三盆糖でも多かった．従って，明度の高い淡黄色の和三盆魔を製造するためには，3DG合皮の少をい白 下糖を作る必要がある．1977年2月製の香川，徳島両県の和三盆糖の3DG含盈（2）は，0．04∼0り07mg／100mgであった． ＊和三盆糖に関する研究（第13報）136 香川大学農学部学術報告 第32巻 第2号（1981） 本報告では，各工場の異なる製造条件として，反応温度，反応時間をとり，化学成分上の要因として，アミノ酸， pH，糖をとり，これを実験計画法（…4）によって処理し，各因子それぞれが着色に与える影響について検討したけ ま ず，さとうきび品種〔N：Co310（以下N：Coと略す）と竹藤〕の着色に与える影響を見るため，両品種について製 造時の反応温度と反応時間を変化させた白下糖溶液を作り，3元配置分析により分散分析を行なった．次に，同一、さ とうきび（N：Co）の圧搾汁をエーテル抽出し，エーテル可溶性成分（脂肇，有機酸，色素等）が白下糖溶液の着色 に与える彫望削ごついて，3元配記分析（頼5）で検討した 叔後に，白下糖製造時の反応温度，アミノ酸，pH，還元糖， ショ糖，反応時間，水盈を含む7因子が褐変に与える影響を検討するため，直交配列のL27（8）に割りつけて検討を 加えたなお，潜色の尺度として3DG倉見と0小Dい440nmの吸光偲を使用した 試料及び実験方法 1．試料 香川県大川郡引田町，岡津田町で1977年12月に収穫されたN：Coと竹庶を使用した． 2−1）白下糠漬液中の着色物質の定盤 さとうきび品種（A），反応温度（B），反応時間（C）の3因子とし，A因子はAl；N：Co圧搾汁，A2；竹薦圧搾汁 の2水準，B因子はBl；82OC，B2；830C，B3；840Cの3水準，C因子ほCl；110分，C2；120分の2水準とした．す なわち，400mJのビ1−・カーに各品軽の圧搾汁を85mg入れ，所要温度で，時々撒拝しながら所要時間反応させる．反 応終了後蒸留水で50mgに定容し，前報（2）同様2，4一−ジニトロ17ユニルヒドラジン法で3DGを定盈した‖ 同時に定 容彼の溶液の一部を採り440nmでも吸光度を測定した．分析順序は，ランダムに行をい1試料につき2匝Ⅰ分析し， 同一・条件で2試料調製した… 2−2）エーテル抽出した白下糖溶液中の着色物質の定盤 N‥Co圧搾汁のエー・テル抽出の有無（A′），反応温度（B′），反応時間（C′）の3因子とし，2−1）と同様の条件で行 をった。 3）白下糖製造条件下の着色物質の定量 反応温度（a），アミノ酸盈（b），PH（c），遼元糖盈（d），ショ糖盈（e），反応時間（f），水盤（g）の7因子とした．な お，アミノ酸塵，還元糖盈，pH，ショ糖乳水魚はさとうきび圧搾汁になるべく似た含有状態とした アミノ酸盛， 還元糖畳，pH等は3水準であるが，2水準のものは，第1水準と第2水準の中で最も重要なものを他の倍央験する ようにダミー・水準を入れて行なった．a因子はal；820C，a2；83OC，a3；840Cの3水準に，b因子はさとうきび圧搾 汁のうちでアスノヾラギンとアスパラギン酸の合計が約5割以上を占めることから（bl；アスパラギン／アスパラギン 酸＝0．15g／0．・15g，b2；0．08g／0．15g，b3；0．15g／0．08g）の3水準とした．c因子は（cl；pH65，C2；PH7．0，C3；pH 7・5）の3水準に，d因子は（dl；グルコース／フラクトース＝0小25g／0。5g，d2；0”5g／0小5g，d3；0．5g／0．25g）の3水 準とした．e因子は（el；ショ糖6・Og，e2；6」5g）の2水準で，ダミ1一水準は6。5gとした，f因子は（fl；反応時間 110分，f2；120分）の2水準で，ダミ小一−・水準を120分とし，g因子は（gl；水盈43mJ，g2；45mJ）の2水準とし，ダ ミー水準を45mgとした．2−1）の方法と同様に400InJのど・−か−・に各因子，各水準の溶液を作り，攻後に1N苛 性ソーダ溶液3∼5浦でpHを調整した反応終丁後直ちに50mlに定容し3DG，0．D．440nmを測定した。3元配 置分析は，農林研究センタ1−L報告（7）をもとにFACOM2300SII／VSを用いて倍糖度で計許した． 実験結果および考察 1・さとうきび品種，反応温度，反応時間と，エーテル抽出，反応温度と反応時間の着色に及ぼす影響 Tablelにさとうきび品種，反応温度，反応時間における3DG生成盈，吸光借の測定結果2回の平均値を示した． Table2にエーテル抽出した残漆とエーテル抽出しなかった（無処理と略す）N：Coの圧搾汁の3DG生成盈，吸光 借を示した小 また，TablelとTable2の分散分析結果を各々Table3，Table4とTable5，Table6に示した．．前 報（2）の品種間差異による3DG含盈の場合と同様に，竹薦はN：Coよりも1％の有意水準で有意差を示し，0．p 崩Onmの場合も同様に1％の有意水準で有意差を示した．いずれの場合も竹農の含盈がN：Coよりも多かった （Table3，4）n品種間差異による3DGの平均生成盈は，N：Coで4n35mg，竹廉で ことによって6・65mg（1％有意水準，0・68mg）という有意な増加を示した0．D．亜Onmの場合の平均吸光倍は，
Tablel．Relationbetwcenthe3−deoxyglucosonccontentandabsorbanceat440nm ofShiroshita−tOSOlutionsproducedfkomdi蝕entvarieties （mg／50ml） 0．D．．440nm First Second 3．Deoxyglucosone A B C First Second 6 0U 5 9 6 7 0 3 8 6 q︶ 2 5 4 0 nO 9 1▲ 3 3 3 1 3 4 0 0 1 0 0 9 9 1 ︻．〇 〇 8 9 4 7 3 3 8 ︵J 5 0 0 †J 7 7 8 9 5
3．34 451 L O〇 〇 〇 〇2
1 1 1 1 1 1 2 3 9 2 6 9 7 8 8 2 0 2 3 ブ 7 8 nJ 5 9 9 9 0 0 04 4 44 4 4〇〇〇L L L
1 2 1 2 1 2 1 2 1 2 1 21 1 2 2 3 3 1 ・1 2 2 3 3
1 1 1 1 1 1 2 2 2 2 2 2 nn ．． mm O O 1 2 1 2 C C Al；N：Co Bl；820CA2；Chikusha B2；830C
B3；84OCTable2”Relation between the3−deoxyglucosone content and absorbance at 440nm of Shiroshita−tO SOlutions produced f‡Om thc pressedjulCe
withorwithoutetheIeXtraCtion （mg／50ml）
3−Dcoxyglucosone O‖D一440nm
A′ B′ C′ I7irst Second First Second
6 4 6 nO 9 8 0 9 ■︶ 2 2 3 1 2 1 1 3 L −L ■L IL ■L−L O O 0 0 0 0 3 9 8 8 6 2 7 0 ⊂J O 4 仁U 2 1 2 L L l 1 6 7 7 9 8 7 3 7 7 6 0 8 〇 1 2 2 3 −1 ▲ツー5 2 7 5 6 4 4 4 4 4 4 4 34344
4 4 4 5 7 8 3 0 0 2一1 5
6 q小R帆 ▲巧 4 44 1 2 1 2 1 2 1 2 ・・1 2 1 2 1 1 2 2 3 3 1 1 2 2 3 3 1 t・l l l l 1 2 2 2 2 2 2 nn ．． mm 〇 〇 1 2 1 2 C C C C C O O 0 2 3 4 0U 8 nO 1 2 3 B B B A′1；nOn−Pretreatment A′2；pretreatment N：Coで1．00，竹煮で1．34となり，品種を変えることによって0。34（1％有意水準，0り30）という0・・D−の有意な増 加を示した．反応温度の差異による3DG生成は，5％有意水準で有意差を示し，反応温度が高い程生成畳は多かっ た．反応温度差による3DGの平均生成盈は，82OCで7．31mg，83OCで7…78mg，840Cで8・07mgであったl・反応 温度を82。Cから2。C上昇させると平均0．．76mg（5％有意水準，0．59mg）という有意を増加を示した エーテル抽出した残珪の圧搾汁と無処理の圧搾汁の分散分析による比撃では，鱒処理の圧搾汁が処理したものより 1％の有意水準で0。D。440nm借が低かった（Table6）香川大学農学部学術報告 第32巻 第2号（1981） 138 エーテル抽出した場合も，品種間差の時と同様に反応温度の差異による3DG生成盈は，5％有意水準で有意差を 示し反応温度の高い方が3DG生成盈が多かった（Table5），0。n440nm値の平均生成盈は，無処理の場合1、24， エ1−テル抽出で0．91を示し，エーテル抽出によって平均0．33（1％有意水準，010）という有意な減少を示した 3DGの平均生成盈は，820Cで3．99mg，830Cで416mg，840Cで4．39mgであった”反応温度を820Cから2OC上 昇させると平均0．．40mg（5％有意水準，0．29mg）という有意な増加を示した 2．白下糖製造条件下の7因子の着色に与える影響 Table7にL27に割りつけた場合の3DG生成蒐と0D440nmにおける吸光他の2回の平均値を示したh 縦列 は因子の割りつけを示し，横列は27回の実験を示した，実験順序は，すべてランダムに2回ずつ行をったTable8 Table3AnalysISOfvarianceofShiroshita−tOSOlutionon3−deoxyglucosone ss d．f m，S Fo 258．27 1 25∈；．27 87564＊蹄 2．33 2 1．17 395＊ 045 1 0．．45 1小51 0．30 2 015 0．51 0．09 1 0．09 0．30 0、15 2 007 025 014 2 0．07 024 3．54 12 029 N：Covs．Chikuslla（A） Temperature（B） Time（C） Interaction（AB） Interaction（AC） Interaction（BC） Intcration（ABC） EIr0Ⅰ ＊＊P＜0．01；＊P＜0い05 F壬2（001）＝9、33 F彗2（0．05）＝3・89 Table4，AnalysISOfvarianceofShiroshita．tosolutiononOID，44（）nm Factor s．s d．f ms Fo ＊ ＊ OU 6 0 1 4 7 1 ウー3 7 0J O l O 2 3 0 0 0 ∩︶ 人U 1 2 ・・1 2 1 2 2 2 2 2 0 8 4 4 0 2 0 8 ︻J の〇 〇 〇 〇 〇 〇 6 0 0 0 0 ∩﹀ 0 0 0 2 1 0 9 4 2 0 1 0 6 7 ■J O O O O O O O O O O O O O O N：Covs・Chikusha（A） Tcmperature（B） Time（C） Interaction（AB） Interaction（AC） Interaction（BC） Interaction（ABC） ErrOr ＊＊P＜0．01；＊p＜005 F壬2（001）＝9・33 F箸8（005）＝3・89 Table5AnalysISOfvarianccofShiroshita−tOSOlutionon3−dcoxyglucosonc ss df ms Fo 0．09 1 0い09 1．22 PretreatmentVS nonpretreatment（A′） Temperature（B′） Tノime（C′） Interaction（A′B′） Interaction（A′C′） Interaction（B′C′） Int9raCtion（A′B′C′） ElrOl 2 1 2 1 2 2 2 0 ︿u O O O n“0 3 −﹂ 0 0 0 0 0 2 1 2 5 4・OU 7 4 L O 4 5 β ︵烏 6 1 −▲ 0 0 9 1 3 ＊ 4．・1 4 5 9 6 8 6 ﹂ 0 0 〇 ．1 8 0 0 0 0 0 0 0 ＊＊P＜0．01；＊P＜0−05 f■雪8（0．05）＝3‖89
Table6lAnalysISOfvarianceofShiroshita−tOSOlutiononO‖Dい440nm Factor SlS d．f ms Fo Pretreatment vs nonpretreatment（A′） Temperature（B′） Time（C′） Inte‡aCtion（A′B′） Interaction（A′C′） Interaction（B′C′） Interaction（A′B′C′） EI10l 0．65 1 0“65 100‖15＊＊ 3 0 1 ・・1 1 1 0 4 9− −▲ 0 0 〇 一1 0 0 0 0 0 0．02 2 O 01 0…001 1 0．001 0001 2 0．0007 0…0001 1 0‖0001 0い0001 2 0，00005 0．00003 2 O 00002 0．08 12 0006 ＊＊P＜0．01；＊P＜0‖05 F壬2（001）＝9い33 rablc7．Fractionalfactorialexperimentsuslngtheorthogonalarraytableof3−deoxyglucosone on sugar solution （mg／50mJ） 3−Deoxyglucosonc O＝D”440nm COntent ‖＝g 0＝− 1 9 ‖d 8 ＝ e 5 ＝ C 2‖‖b l ‖ a Order ofranks No 1 9 4 5 0 2 8 5 2 8 8 7 9 6 2 3 0J ウJ 5 2 0U 8 8 5 3 3 7 2 2 5 3 4 3 2 4 2 2 3 2 9 2 4 ウJ 2 2 2 6 6 4 4 7 3 4 2 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 〇．〇 〇 α 0 0 0 0 0 0 0 0 α 0 0 0 ∩馴 ∩肌 〇．〇 〇 nW ︵u O O O 0 0 0 8 2 9 7 5 0 2 1 3 3 9 8 6 2 2 0 4−6 3 6 4 6 1 7 5
3．333。3。42
1 2 3 3 1 2 2 3 1 1 2 3 3 1 2 2 3 1 1 2 3 3 1 2 2 3 21 2 3 2 3 1 3 1 2 3 1 2 1 2 3 2 3 −⊥ 2 3 1 3 1 2 1 2 3
1 2 3 2 3 1 3 1 2 2 0J 1 3 1 2 1 2 3 QJ 1 2 1 2 3 2 3 11 2 3 2 3 1 3 1 2 1 2 3 2 0J ■l QJ 1 2 1 2 3 2 0J 1 3 1 2
1 2 3 1 2 3 1 2 3 1 2 3 1 2 3 1 2 3 1 2 3 1 2 3 1 2 31 1ュ 1 2 2 2 3 3 3 1 1 1 2 2 2 3 3 3 1 1 1 2 2 2 3 3 3
1 1 1▲ l▲ l l l l 1 2 2 2 2 2 2 2 2 2 3 QJ 3 9J 3 3 3 3 3
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 2‘7 （al；82OC，a2；830C，a3；840C）（bl；Asn／AspO15g／0一15g，b2；0・08／Ol15，b3；Ol15／0・08） （cl；pH6h5，C2；70，C3；7”5）（dl；GIc／FruOh25g／On5g，d2；O15／015，d3；Ol5／0−25） （el；Suc6g，e2；6い5，e3；6・5dummyvariable）（fl；110min，f■2；120，f■3；120dummyvariable） （gl；Water43ml，g2；45ml，g3；45dummyvariable）香川大学戯学部学術報告 第32巻 第2号（1981） Table8AnalysISOfvarianceofsugaISOlutionon3−deoxyglucosonecontents 140 Factor SS d．f m‖S Fo Temperature（a） Aminoacids（b） PH（c） Reducingsugars（d） Sucrose（e） Time（f） Water（g） Interaction（ab） Interaction（ac） Er工OT 0 0 0 7 7 6 8 9 0 0 4
0 1O L O O 3〇 〇 〇
2 2 2 2 1 1 1 4 4 8 0 28 0 0 0 0 0 0 3 0 0 ∩＞ 1．．76 751＊ 310 784＊ O 62 4OL7＊ 29．05＊＊ 087 154 ＊＊P＜0．01；＊P＜005 F去（0．01）＝113 F…（005）＝4・46 F去（005）＝532 に3DG生成の分散分析結果を示したbのアミノ酸含藍，dの還元糖盈，fの反応時間が5％の有意水準で有意差 があり，gの水量は1％の有意水準で有意とをったまた，各因子の重要度ほ，水盈＞還元糖盈＞アミノ酸盈＞反応 時間となったが，0いDい440nmの吸光値はすべての因子において有意差は認められなかったまた，還元糖（d），ア ミノ酸（b）の各水準での3DG生成塵と99％信頼限界を求めると，還元糖ではdl；3‖93±0．24mg，d2；3．．76士0。24mg， d3；3．32土0小24mg，アミノ酸ではbl；3．46士0．24mg，b2；4”02±024mg，b3；353±024mgとなった，しかし，3DG 生成盈が還元糖盈，アミノ酸盈に依存するのであれば当然還元糖，アミノ酸の含盈が多い傾向，すをわち，d2＞dl＞ d3，bl＞b2かb3となるはずである 従って：，上記の様にならない理由は，直交配列の割りつけ，ダミー因子の取 り方等が，不適当であったためと考えられる．また，さとうきびの化学成分として，アミノ酸，還元糖だけを考えて もアミノ酸分析で検出されるアミノ酸は18種，還元糖が2種，pHを加えると計21因子，さらに製造条件の反応温度， 反応時間を加えると因子数は23とをる．今後着色に対するとさとうきび製造条件の解析を行うためには，因子を選択 的に減らすこと，すなわち，多因子（多変数）の重要度を選択できる多変恩解析の一・手法凱（9〉の応用が必要だと考 えられる 本研究を行なうに当り，試料の提供をお願いした香川県大川郡津田町の山田琢三氏，引田町の黒川宰堆氏に感謝致 します．また，終始御指導を賜った大阪府立大学農学部，北岡正三郎教授に感謝致します．なお，本報告は，1978年 5月日本食品工業学会，第25回大会（東京）にて講演発表を行なった 文 （1）松井年行：食品工…軌 23，339（1976） （2）松井年行：食品工誌，26，32（1979） （3）石川 馨，藤森利美，久米 均；実験計画法，上 巻，1，東京，東京化学同人（1967） （4）田口玄一・：新版・実験計画法，上巻，90，東京， 丸善（1975） （5）木村俊一・：実験計画法の手ほどき，48，東京，南 江堂（1975） （6）中野 −−・：実験計画法演習，45，東京，産業図沓 （1959） 献 （7）野中舜ニ：農林研究センタ・一報告，A第2号，53， 奥野千恵子，鈴木 茂，大塚確雄，河井智康，永 井隆夫霜，東京，戯林水産技術会議事務局（1968）． （8）奥野忠一・，久米 均，芳賀敏郎，吉沢 正：多変 見解析法，128，東泉，日科技連（1977）．（9）Draper，N。R，and Smith，H。：Applied Re− gressionAnalysis，163，NewYork，JohnWiley＆
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