Nghiên cứu biến thiên tỷ suất thoát ẩm trong quá trình sấy vi sóng thịt quả bơ
Tạp chí Khoa học và Công nghệ 137 (2019) 111-115
Nghiên cứu biến thiên tỷ suất thoát ẩm
trong quá trình sấy vi sóng thịt quả bơ
Study of Moisture Ratio Variation During Microwave Drying Process of Avocado Pulp
Nguyễn Đức Trung, Phan Minh Thụy*
Trường Đại học Bách khoa Hà Nội – Số 1, Đại Cồ Việt, Hai Bà Trưng, Hà Nội
Đến Tòa soạn: 27-4-2018; chấp nhận đăng: 27-9-2019
Tóm tắt
Quá trình sấy vi sóng (SVS) thịt quả bơ (Persea Americana Mills) được khảo sát ở qui mô phòng thí nghiệm
thông qua sự biến thiên của tỷ suất thoát ẩm (TSTA) của vật liệu sấy (VLS) theo thời gian. Trị số của hàm
MR(t) nằm trong khoảng từ 0 đến 1 đối với mọi chế độ công nghệ sấy (CNS) và tất cả các loại VLS. Thiết bị
sấy vi sóng đĩa quay được sử dụng trong các thí nghiệm với các giá trị khác nhau của cường độ công suất
riêng phần (CSRP). Số liệu thực nghiệm được hồi qui bằng bộ công cụ CFT (Curve Fitting Toolbox) của
phần mềm Matlab nhằm xác định tham số của các mô hình được đề xuất. Sự tương hợp của các mô hình
hồi qui được kiểm định thông qua phân phối chi bình phương rút gọn (χ2).
Từ khóa: Thịt quả bơ, Sấy vi sóng, Tỷ suất thoát ẩm, Mô hình hồi qui
Abstract
Microwave drying (MWD) process of avocado (Persea Americana Mills) pulp is surveyed at laboratory scale
via the variation of moisture ratio (MR) of drying material (DM) due to time. The value of MR(t) function is in
the range from 0 to 1 for every drying technology mode and all kinds of DM. Rotary tray MWD equipment is
applied in the experiments with different value of specific power ratio (SPR). Experiment data is regressed
by the CFT (Curve Fitting Toolbox) toolbox of Matlab software in order to determine the parameters of the
proposed models. The compatibilty of regressive models is tested via reduced chi square distribution (χ2).
Keywords: Avocado pulp, Microwave drying, Moisture ratio, Regressive model
1. Giới thiệu*
trội so với CNS đối lưu nhiệt độ cao (CNSĐL) khi áp
dụng cho các nông sản – thực phẩm có đặc tính bết
dính, nhiều dầu nên rất khó thoát ẩm, đồng thời dễ bị
biến màu, mùi hoặc vị cũng như chứa nhiều thành
phần hoạt tính sinh học dễ bị biến đổi ở nhiệt độ cao
như gấc [6, 7, 8]. Năng lượng bức xạ điện từ vi sóng
(BXĐTVS) được giữ lại trong một vùng không gian
hẹp được chuyển hóa sang nhiệt năng tập trung vào
các phân tử nước nằm sâu trong VLS tạo động lực
đẩy ẩm ra bề mặt VLS ngay ở điều kiện nhiệt độ
thường khiến cho quá trình sấy (QTS) diễn ra nhanh
chóng ngay cả với VLS chứa nhiều dầu có phân bố
tập trung ở bề mặt nên có xu hướng cản trở đáng kể
đến QT quá trình nếu áp dụng CNSĐL [9, 10, 11].
Với đặc tính mùa vụ cùng chất lượng dinh
dưỡng cao [1], vấn đề nâng cao giá trị gia tăng cho
quả bơ được đặt ra như một nhiệm vụ cấp bách cho
các nhà khoa học trong lĩnh vực bảo quản và chế biến
nông sản – thực phẩm nước nhà. Những nghiên cứu
điển hình ở trong và ngoài nước tập trung vào giải
pháp công nghệ chỉ phù hợp cho sản xuất ở qui mô
lớn với chi phí năng lượng và suất đầu tư ban đầu rất
cao trên một đơn vị sản phẩm. Phương pháp bảo quản
lạnh đối với bơ dạng quả tươi [2], sản xuất bột bơ
phương pháp sấy lạnh [3, 4], sản xuất dầu béo và bột
bơ loại béo từ trái bơ [5] có tính kinh tế – kỹ thuật
chưa phù hợp với điều kiện sản xuất nước ta hiện nay.
Tuy nhiên, QTSVS cũng tồn tại một số nhược
điểm cố hữu như gây ra hiện tượng cháy cục bộ trên
VLS do vậy cần có sự chuyển động tương đối giữa
VLS với các đầu phát BXĐTVS như Klystron, TWT
(Traveling Wave Tube)... hay điển hình là
Magnetron. VLS dạng hạt, củ, lá rời thường được đặt
trong thùng quay còn VLS có tính chất bết dính cần
phải được đặt trên các đĩa quay hay băng tải hoặc
sàng lắc đối [6, 8, 9]. Hơn thế nữa, hiện tượng trên
cũng dễ dàng xảy ra khi độ ẩm VLS đã giảm xuống
thấp ở cuối QTS nên các số lượng phân tử nước dạng
Trong những năm gần đây, công nghệ SVS
được quan tâm và ứng dụng trong lĩnh vực chế biến
nông sản – thực phẩm, thảo dược tại Việt Nam nhờ
khả năng tách ẩm hiệu quả, đặc biệt ở cuối quá trình
sấy nên đã giảm được thời gian sấy từ đó giảm tiêu
hao năng lượng cũng như nâng cao được hiệu quả
khai thác thiết bị. Hơn thế nữa, CNS vi sóng
(CNSVS) đã chứng minh được khả năng ưu việt vượt
* Địa chỉ liên hệ: Tel.: (+84) 946.522.991
Email: thuy.phanminh@hust.edu.vn
111
Tạp chí Khoa học và Công nghệ 137 (2019) 111-115
lỏng có thể hấp thụ BXĐTVS đã giảm do vậy
khác nhau do vậy khái niệm TSTA, đặc trưng bằng
hàm số MR(t) giảm từ 1 về 0 trong QTS được định
nghĩa và biến đổi tính toán qua các công thức sau:
BXĐTVS dư thừa sẽ nhanh chóng gia tăng nhiệt độ ở
phần chất khô, đồng thời khiến cho nhiệt độ
Magnetrons tăng khiến độ tin cậy thiết bị bị giảm đi
và gây tiêu hao điện năng vô ích. Do vậy, công suất
BXĐTVS (kW) cần được điều chỉnh tỷ lệ với tổng
lượng ẩm (kg) còn lại trong VLS theo hệ số K đặc
trưng cho một chế độ công nghệ nhất định. Hệ số K
thường được gọi là CSRP (kW/kg hoặc W/g) [6, 8].
CSRP lớn sẽ tăng tốc độ sấy, hạ thấp độ ẩm cân bằng
và tăng nền nhiệt VLS nên vai trò của CSRP trong
CNSVS tương tự nhiệt độ TNS trong CNSĐL [8, 12].
mH O (t) mH O ()
2
2
mVLS (t) mVLS ()
mH O (0) mH O ()
M(t) M()
M(0) M()
MR t
2
2
mVLS (0) mVLS ()
mVLS (t) mVKLS mVLS ()mVKLS
1
1
mVLS (t)
mVLS ()
mVLS () mVLS (t)
mVLS (0) mVKLS mVLS () mVKLS
1
1
m
VLS () mVLS (0)
mVLS (0)
mVLS ()
2. Đối tượng nghiên cứu và thiết bị thí nghiệm
Việc tính toán hàm MR(t) trong hệ thức trên
trong thực nghiệm thông qua việc xác định khối
lượng vật liệu sấy ở các thời điểm bắt đầu đầu thí
nghiệm đến khi kết thúc thí nghiệm mà không cần
phải sử dụng đến thông số độ ẩm tương đối ban đầu
2.1. Vật liệu sấy
Vật liệu sấy đóng vai trò đối tượng nghiên cứu
là thị quả bơ. Quả bơ được lựa chọn thuộc dòng bơ
sáp được trồng tại tỉnh Đắc Lắc. Bơ được lựa chọn từ
cùng một mẻ có cùng độ chín và chiều dài đồng đều
(từ 69 mm đến 72 mm). Trước khi đưa vào thiết bị thí
nghiệm, mỗi quả bơ được sơ chế lấy phần thịt quả bơ
và chia đều thành 12 miếng đồng thời được tẩm axit
ascobic nhằm hạn chế ảnh hưởng của phản ứng oxy
hóa gây ra biến đổi không tích cực tới cảm quan về
màu sắc của VLS trong QTS [3, 4, 5].
M(0) của VLS để xác định thông số trung gian không
VLS
đổi trong quá trình sấy: khối lượng khô mK
có
trong VLS. Giá trị cực đại và cực tiểu của MR(t) lần
lượt bằng 1 và 0 ứng với thời điểm t=0 và t=∞ (kết
thúc quá trình sấy). Hàm MR(t) là một hàm nghịch
biến theo thời gian do M(t) cũng là một hàm nghịch
biến của thời gian. Về mặt lý thuyết, MR(t) có công
thức phức tạp và đã tập trung phản ánh chính xác vào
quá trình sấy mà không cần quan tâm nhiều đến các
sơ kiện đặc trưng của VLS [11, 12].
2.2. Thiết bị thí nghiệm sấy vi sóng đĩa quay
Thiết bị sấy vi sóng đĩa quay sử dụng trong
nghiên cứu đặt tại phòng thí nghiệm 301/C4 – 5 dưới
sự quản lý của Bộ môn Quá trình – Thiết bị CN Sinh
học – CN Thực phẩm, Trường ĐHBKHN; đã được
dùng để sấy màng gấc trong nghiên cứu đánh giá ảnh
hưởng của chế độ công nghệ sấy vi sóng tới sự biến
đổi của β-carotene và lycopene trong màng gấc [6, 8].
Thông số TSTA tại một thời điểm (t) sử dụng
trong tính toán hồi qui bằng công cụ CFT trong
Matlab được xác định bằng trung bình cộng của các
trị số MR(t) tương ứng trong ba lần lặp lại của cùng
một thí nghiệm nhằm giảm sai số ngẫu nhiên [13].
3.2. Mô hình và công cụ hồi qui tý suất thoát ẩm
Trong nghiên cứu này, ảnh hưởng của CSRP tới
QTSVS được khảo sát qua các giá trị: K1 (2,0 W/g),
K2 (2,25 W/g), K3 (2,5 W/g), K4 (2,75 W/g) và K5
(3,0 W/g). Vận tốc của TNS và tốc độ của đĩa quay
chứa VLS được cố định: 1,0 m/s và 3,0 vòng/phút.
Hàm MR(t) có mô hình hồi qui đề xuất bởi các
nhóm nghiên cứu được tổng hợp trên bảng 1 [11, 12].
Phương pháp hồi qui số liệu thực nghiệm
(MRexp,i) theo mô hình định trước (MRpre,i) dựa trên
nguyên tắc tối thiểu hàm mục tiêu: tổng bình phương
của các sai lệch giữa mô hình và N số liệu thực
nghiệm (MRexp,i – MRpre,i) được thiết lập [11, 12, 13].
Khối lượng VLS được xác định từ thời điểm
trước khi đưa vào buồng sấy (t=0) đến khi khối lượng
VLS đạt độ ẩm cân bằng (không thay đổi sau ba lần
cân). Khoảng thời gian giữa hai lần định lượng liên
tiếp là 3 phút. Thiết bị cân điện tử của hãng Kendy
(Đài Loan) có mã hiệu HB2002-ED với các tham số:
bước chia tối thiểu 0,01 (g), khối lượng cân được tối
đa 2000 (g) và khối lượng cân được tối thiểu 0,2 (g).
N
N
2
S E 2
MR MRexp,i
r
i
pre,i
i1
i1
Tính tương hợp của mô hình đề xuất được cho
là lớn ứng với các giá trị nhỏ của trị số tương hợp mô
hình χ2 được tính theo công thức sau [11, 12, 13]:
3. Phương pháp và công cụ nghiên cứu
n
2
3.1. Tỷ suất thoát ẩm
MR
MRpre,i
exp,i
2
i1
Thông thường, đường cong sấy có chung điểm
xuất phát từ độ ẩm ban đầu M(0) VLS nhưng kết thúc
tại các giá trị độ ẩm cân bằng M(∞) của VLS khác
nhau nên khó so sánh tương quan QTS ở các chế độ
N n
Tính tương hợp mô hình được kiểm định thông
qua phân phối chi bình phương (còn đọc là khi bình
112
Tạp chí Khoa học và Công nghệ 137 (2019) 111-115
phương) χ2 rút gọn với (N-n) bậc tự do cho N điểm
định lượng và n tham số cần tìm của mô hình hồi qui
cần xét.
N
N
N
R N
MRpre,i MRexp,i
MRpre,i
MR
exp,i
i1
i1
i1
1
2
2
Bảng 1. Các mô hình hồi qui của TSTA (MR)
N
N
N
MR2pre,i
MR
pre,i
TT
1
Mô hình
Lewis –
Newton
Page
Công thức
Năm
1921
i1
i1
MR exp kt
1
2
2
N
N
MR exp atb
N
MRe2xp,i
MR
2
3
1949
1961
exp,i
i1
i1
Henderson và
Pabis (gốc)
Logarit
(Chandra và
Signh)
MR a exp(kt)
Chỉ số χ2 đánh giá tương hợp mô hình được tính
toán bằng chương trình con với đầu vào là tham số
tìm được và bộ số liệu thực nghiệm. Kết quả hồi qui
được trình bầy chi tiết trong phần 4 của nghiên cứu.
MR aexp(kt) b
4
5
1995
2002
Midilli (và
cộng sự)
MR aexp(kt) bt
MR exp(kt) bt
4. Kết quả và thảo luận
Midilli hiệu
chỉnh
Sau khi xử lý số liệu trên Matlab, tính tương
hợp của mô hình và mức độ tin cậy của các tham số
theo mô hình hồi qui được tổng hợp trên Bảng 2 và
Bảng 3.
6
7
2006
1978
(Ghazanfari
và cộng sự)
Henderson và
Pabis hiệu
chỉnh: hai bậc
tự do (Glenn)
Sharaf –
Eldeen (và
cộng sự)
Verma (và
cộng sự)
Bảng 2. Chỉ số tương hợp mô hình (χ2: 10-3)
MR aexp(k1t)
bexp(k2t)
TT
1
2
3
4
5
6
7
8
K1
12,2
0,7
9,1
1,0
1,0
1,3
2,5
3,0
2,5
2,5
3,11
K2
7,7
K3
40,5
0,6
9,7
1,3
1,3
1,9
35,9
2,8
2,0
2,2
1,9
K4
14,3
0,1
10,4
2,5
2,6
3,4
2,7
2,1
1,6
5,6
3,4
K5
2,9
MR aexp(kt)
(1 a)exp(kat)
0,2
5,0
1,4
1,5
4,5
11,4
0,8
3,9
3,9
1,7
2,9
3,0
1,9
1,8
2,0
4,3
3,0
3,1
3,5
2,9
8
9
1980
1985
MR a exp(k1t)
(1 a)exp(k2t)
Henderson và
Pabis hiệu
chỉnh: ba bậc
tự do
(Karathanos
và cộng sự)
Wang và
MR aexp(k1t)
bexp(k2t)
9
10
11
10
11
1999
1978
c exp(k3t)
MR 1 bt at2
Bảng 3. Hệ số tương quan (R2: %)
Singh
TT
1
2
3
4
5
6
7
8
K1
K2
K3
K4
K5
Mức độ tin cậy của các tham số tìm được trong
các mô hình hồi qui được đánh giá thông qua hệ số
tương quan R như biểu thức trên [11, 12, 13].
89,2
99,4
92,3
99,1
99,1
98,9
98,1
97,5
98,0
98,3
98,9
93,4
99,9
95,9
98,9
98,8
98,1
92,1
99,3
96,9
97,3
98,6
88,9
99,5
92,5
99,0
99,0
98,6
98,6
97,9
98,5
98,7
98,5
89,0
99,9
92,5
98,3
98,3
97,5
98,3
98,5
98,9
97,0
97,6
96,3
96,4
96,3
97,7
97,9
97,5
98,5
96,3
96,3
96,4
96,4
Hệ số tương quan R thường ít được dùng trong
tính và đánh giá mức độ tin cậy của các tham số tìm
được mà giá trị R2 được sử dụng thường xuyên hơn.
Trị số R2 sử dụng trong đánh giá tương quan luôn
luôn nhỏ hơn 1. Giá trị này càng sát với 1 thì kết quả
tham số tìm được khi hồi qui tương quan có mức độ
tin cậy càng cao. Bộ công cụ CFT (Curve Fitting
Toolbox) nằm trong phần mềm Matlab phiên bản
R2014B cho hệ điều hành 32 bit của MathWorks
chạy trên nền cho phép thực hiện phương pháp hồi
qui để xác định tham số cần tìm và hệ số tương quan
thông qua giá trị R2 [13, 14].
9
10
11
Bảng 2 và Bảng 3 thể hiện lần lượt các chỉ số
tương hợp χ2 và hệ số tương quan R2 ứng với trị số
CSRP khác nhau (K1, K2, K3, K4 và K5) của các mô
hình đề xuất theo thứ tự trong bảng 1.
113
Tạp chí Khoa học và Công nghệ 137 (2019) 111-115
Căn cứ vào số liệu trên Bảng 2 cùng với nguyên
Kết quả hồi qui tham số của những mô hình có
mức độ tương hợp cao: mô hình số 2 (k, n), mô hình
số 4 (a, b, k) và mô hình số 5 (a, b, k) được trình bầy
lần lượt trên các bảng số liệu: Bảng 4, Bảng 5 và
Bảng 6.
tắc sắp xếp mô hình phù hợp nhất cần có chỉ số tương
hợp mô hình χ2 là nhỏ nhất, thứ tự phù hợp của các
mô hình cho QTSVS trên thịt quả bơ theo sự thay đổi
CSRP đồng thời cố định tốc độ đĩa quay và vận tốc
TNS tương ứng là mô hình số 2 (Page); mô hình số 4
(Logarit, được Chandra và Signh đề xuất năm 1995)
và mô hình số 5 (Midilli, được Midilli và cộng sự đề
xuất năm 1995); .... Mô hình được cho là kém phù
hợp nhất là mô hình số 1 (được đề xuất vào năm 1921
bởi Lewis – Newton) và mô hình số 7 (do Glenn đề
xuất vào năm 1978 với hiệu chỉnh nâng cấp hai bậc tự
do từ mô hình gốc được đề xuất bởi Henderson và
Pabis).
Bảng 4. Kết quả hồi qui tham số của mô hình số 2
Tham
K1
0,8
1,928 1,671 1,957 2,008 1,049
K2
K3
K4
K5
số
a(10-3)
B
2,3
1,1
1,5
2,3
Bảng 5. Kết quả hồi qui tham số của mô hình số 4
Tham
K1
K2
K3
K4
K5
số
a
Dựa trên vào số liệu trên Bảng 3., cùng với
nguyên tắc sắp xếp mô hình cho kết quả tham số hồi
qui tìm được có tính tin cậy cao nhất ứng với hệ số
tương quan R là lớn nhất, thứ tự về độ chính xác hồi
qui của các mô hình cho QTSVS trên thịt quả bơ theo
sự thay đổi CSRP đồng thời cố định tốc độ đĩa quay
và vận tốc TNS tương ứng là mô hình số 2 (Page);
mô hình số 5 (Midilli) và mô hình số 4 (Logarit); ....
Mô hình số 1 (Lewis – Newton, 1921) và mô hình số
3 (do Henderson và Pabis đề xuất năm 1961) cũng
được nhìn nhận là những mô hình có mức độ tin cậy
của tham số hồi qui tìm được kém nhất.
6,514 1,460 3,955 2,612 1,298
b(10-3) -5467
-376 -2889
17,2 5,6
1529
11,9
353
15,1
k(10-3)
2,6
Bảng 6. Kết quả hồi qui tham số của mô hình số 5
Tham
số
K1
K2
K3
K4
K5
a
1,046 1,087 1,064 1,081 0,950
b(10-3)
k(10-3)
-9,8
6,4
-2,5
21,4
-10,1
11,2
-10,0
19,6
-2,2
18,9
Hình 1. Hồi qui tham số trên Matlab R2014B cho dữ liệu thực nghiệm CSRP K4 (2,75 W/g) theo mô hình số 2
114
Tạp chí Khoa học và Công nghệ 137 (2019) 111-115
TSTA (MR) có đơn vị không thứ nguyên còn
Tài liệu tham khảo
thời gian (t) có đơn vị được tính bằng phút nên các
kết quả hồi qui của các bộ tham số (a, b) hay (a, b, k)
đều có đơn vị được hiệu chỉnh phù hợp tương ứng.
[1] Ding H., Chin, Y., Kinghorn, A. D., D’Ambrosio, M.,
Chemopreventive Characteristics of Avocado Fruit.
Proceeding of 17th Seminars in Cancer Biology,
(2007) 386 – 394.
Quá trình hồi qui tham số theo mô hình số 2
(mô hình Page với hai tham số cần tìm: a và b) của thí
nghiệm ứng với CSRP K4 (2,75 W/g) được thực hiện
trên bộ công cụ hồi qui CFT của Matlab theo đường
cong với phương trình cho trước với các bước trung
gian và kết quả tham số hồi qui tìm được và hệ số
tương quan theo R2 được thể hiện trên hình 1. Chế độ
tối ưu hàm mục tiêu sai lệch giữa thực nghiệm với mô
hình hồi qui được cài đặt với dải tham số tìm kiếm
không có ràng buộc miền biên (-Inf:Inf); giải thuật:
“Trust - Region” cho phương pháp tối thiểu hóa quân
phương hàm phi tuyến (“NonlinearLeastSquares”);
tính bền vững theo chuẩn: Bisquare; dung sai: 1e-6;
điểm xuất phát từ gốc tọa độ (0;0); bước nhảy cực đại
và cực tiểu lần lượt là: 0,1 và 10-8 cùng các tham số
phụ khác (số vòng lặp tối đa:400; số lượng tối đa của
giá trị ước lượng của hàm TSTA:600; dung sai cho
giá trị ước lượng của hàm TSTA: 10-6 và biến thời
gian: 10-6).
[2] Hoàng Mạnh Cường, Báo cáo tổng kết đề tài "Nghiên
cứu bảo quản lạnh trái bơ sau thu hoạch", Viện khoa
học nông nghiệp Tây Nguyên (2015).
[3] Saucedo, Ma Claudia et al. Effect of freeze-drying
and production process on the chemical composition
and fatty acids profile of avocado pulp. Rev. chil.
nutr. [online]. 2014, vol.41, n.4, pp.404-411. ISSN
0717-7518.
[4] Souza et al, Rehydration characteristics of freeze-
dried avocado, International Congress on Engineering
and Food – ICEF11, Food Process Engineering in a
Changing World, Athens, Greece (2011)
[5] Eyres L., Sherpa, N., Hendrinks, G., Avocado Oil: A
New Edible Oil from Australia, Journal of Lipid
Technology, Vol. 13 (4), (2001) 84 – 88.
[6] Nguyễn Đức Trung, Nguyễn Ngọc Hoàng, Nguyễn
Minh Hệ, Hoàng Hải Hà, Ảnh hưởng của chế độ công
nghệ sấy vi sóng tới sự biến đổi của β-carotene và
lycopene trong màng gấc, Tạp chí Khoa học & Công
nghệ các trường Đại học Kỹ thuật, ISSN: 0868–3980,
Vol. 117, (2017).
5. Kết luận
Về căn bản, những mô hình đề xuất trong những
năm gần đây (ngoại trừ mô hình số 2 của Page, được
đề xuất sớm hơn vào năm 1949) đều cho những kết
quả tốt hơn về mức độ tương hợp và độ tin cậy của
tính tương quan của tham số tìm được từ mô hình hồi
qui. Kết quả này đánh giá mức độ tương hợp và mức
độ tin cậy của tham số hồi qui của các mô hình TSTA
của QTSVS trên thịt quả bơ trong nghiên cứu này
cũng phù hợp với kết quả đánh giá tương hợp cũng
như mức độ tin cậy của tham số hồi qui về mô hình
TSTA của QTSVS trong với một số nghiên cứu quốc
tế của W. McMinn và cộng sự [12]; Z. F. Wang và
cộng sự [11] trên VLS lần lượt là: dược phẩm dạng
bột; táo thái lát dạng miếng mỏng.
[7] Nguyễn Đức Trung, Báo cáo tổng hợp Đề tài T2016 –
33, cấp Trường ĐHBKHN (2016).
[8] Nguyễn Đức Trung, Nguyễn Ngọc Hoàng, Nguyễn
Minh Hệ, Phan Minh Thụy, Hoàng Hải Hà, Nghiên
cứu quá trình tách ẩm và phát triển thiết kế thiết bị
sấy vi sóng phục vụ chế biến bột gấc, Kỷ yếu Hội
nghị “Tiến bộ Kỹ thuật Thực phẩm và Kỹ thuật Sinh
học: Từ nghiên cứu tới sản xuất”, ISBN: 978–604 –
95–0038–1, (2016) 103 – 110.
[9] A. Methlouthi, O. Rouaud, L. Boillereaux,
Microwave Applicator with Conveyor Belt System,
Excerpt from the Proceedings of the COMSOL
Conference, Paris (2010).
Mô hình số 2 được Page đề xuất từ năm 1949 có
mức kết quả tốt nhất về mức độ tương hợp và độ tin
cậy của tính tương quan của tham số tìm được từ mô
hình hồi qui trong số 11 mô hình được tổng hợp trình
bầy trong bảng 1 và được nhóm nghiên cứu khuyến
nghị nên áp dụng trong việc sử dụng mô hình hồi qui
TSTA của QTSVS trên thịt quả bơ khi khảo sát ảnh
hưởng của không chỉ CSRP mà còn đánh giá ảnh
hưởng của các yếu tố công nghệ khác như thời gian
sấy hoặc vận tốc TNS hoặc tốc độ đĩa quay trong các
nghiên cứu khác.
[10] Nguyễn Minh Hệ, Báo cáo CĐ2 – Đề tài T2011 – 22
cấp Trường ĐHBKHN (2011).
[11] Z. F. Wang, et al. Mathematical modelling on thin
layer microwave drying of apple pomace with and
without hot air pre-drying. Journal of Food
Engineering, vol. 80, (2007) 536 – 544.
[12] W. McMinn, et al. Thin-Layer Modeling of
Microwave, MW-Convective, and MW-Vacuum
Drying of Pharmaceutical Powders, Drying
Technology 23(3), (2005) 513 – 532
[13] Seber, G. A. F., and C. J. Wild. Nonlinear Regression.
Hoboken, Wiley – Interscience, 2003.
Lời cảm ơn
Nghiên cứu này được tài trợ bởi Trường Đại học
Bách Khoa Hà Nội trong đề tài mã số T2017-PC-002.
[14] Curve Fitting Toolbox of Matlab online help:
115
5 trang
16/04/2022
2340
Bạn đang xem tài liệu "Nghiên cứu biến thiên tỷ suất thoát ẩm trong quá trình sấy vi sóng thịt quả bơ", để tải tài liệu gốc về máy hãy click vào nút Download ở trên
File đính kèm:
- nghien_cuu_bien_thien_ty_suat_thoat_am_trong_qua_trinh_say_v.pdf
