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Información tecnológica

versión On-line ISSN 0718-0764

Inf. tecnol. v.16 n.4 La Serena  2005

http://dx.doi.org/10.4067/S0718-07642005000400004 

 

Información Tecnológica-Vol. 16 N°4-2005, págs.: 17-25

INDUSTRIA ALIMENTARIA

Propiedades de los Geles Lácteos formados por la Acción Combinada de Enzimas Coagulantes y Glucono-d-Lactona

Properties of Whole Milk Gels formed by a Combination of Rennet and Glucono-d-Lactone

O.A. Sbodio(1), E.J. Tercero(1), V.R. Coutaz(1) y G.R. Revelli(2)
(1) Universidad Nacional del Litoral, Facultad de Ingeniería Química, Inst. de Tecnología de Alimentos,
Casilla de Correo 266, (3000) Santa Fe-Argentina (e-mail: sbodio@fiqus.unl.edu.ar)
(2) Laboratorio Integral de Servicios Analíticos, Cooperativa Tambera Nueva Alpina Ltda.,
Av. Italia 143, (2340) Ceres, Santa Fe-Argentina

Resumen


Se utilizó un diseño rotacional centrado para medir la influencia de la temperatura, el pH y la cantidad de enzima coagulante sobre geles formados por la acción combinada de enzimas coagulantes y glucono-δ-lactona. Las respuestas tmax,  Dmax y TmaxV fueron medidas por el método del alambre caliente. Para alcanzar pH 5.8 en una hora se utilizaron diferentes concentraciones de glucono-δ-lactona. Cuando se usó coagulante bovino el principal efecto, en orden de importancia, fue producido por la concentración enzimática, el pH y la temperatura. Cuando se usó proteasa microbiana este orden fue, concentración enzimática, temperatura y pH. A partir de los modelos obtenidos para  tmax y Dmax  se puede concluir que la concentración enzimática es la variable que más influye positivamente. Los máximos voltajes TmaxV fueron influenciados significativamente por la temperatura y la concentración enzimática de origen bovino (p < 0.01) y proteasa microbiana (p > 0.01). La menor velocidad de incremento de voltaje Dmax a tmax se obtuvo con enzima de origen bovino. La leche entera coagulada con ambos coagulantes alcanzan el máximo voltaje al mismo tiempo.


Abstract

A centered rotational design was used to test the influence of temperature, pH and the quantity of rennet on combined rennet and glucono-δ-lactone whole milk gels. Characteristic parameters of coagulation: tmax, Dmax and TmaxV were measured by the hot wire method. Different quantities of glucono-δ-lactone were added to reach pH 5.8 in one hour. When using calf rennet, the main effect was produced by enzyme concentration, followed by pH and temperature. Using microbial protease the sequence of importance was enzyme concentration, temperature, and pH. From tmax and Dmax models, it was concluded that enzyme concentration showed the highest positive influence. The maximum TmaxV voltages were significantly influenced by the temperature and the bovine enzyme concentration (p<0.01) and microbial protease (p>0.01). The lowest speed of voltage increase of Dmax to Tmax was obtained with bovine enzyme. Whole milk coagulated  with both coagulants reached the maximum voltage at the same time

Keywords: whole milk, milk gels, rennet coagulation, coagulation properties, enzyme kinetics


INTRODUCCIÓN

El proceso de elaboración de queso involucra el uso de enzimas coagulantes y el agregado de bacterias lácticas. En la parte inicial del proceso, la  producción de ácido altera radicalmente la textura y las propiedades reológicas y mecánicas del gel (Lucey et al., 2000, 2001).

Aunque la formación de geles a partir de leche producidos por enzimas coagulantes o ácido han sido estudiados intensivamente (Lucey y Singh, 1997; Sbodio et al., 1997; Zoon et al., 1988), en la década pasada, pocos estudios han investigado las propiedades de geles de leche obtenidos por la acción combinada de enzimas coagulantes y ácido (Lucey et al., 2000, 2001; Nöel et al., 1991; Roefs et al., 1990).

En la industria quesera son necesarios sensores que determinen el estado dinámico de un proceso en línea y en tiempo real. El corte del coágulo es un paso muy importante para determinar la calidad y las pérdidas queseras. La correcta determinación del tiempo de corte es necesaria tanto para minimizar las pérdidas de grasa y finos como para optimizar el contenido de materia seca. Castillo et al., (2000), Gunasekaran y Ay (1994, 1996), Passos et al., (1999) y Payne et al., (1993a,b) encontraron que tmax estaba fuertemente correlacionado con el tiempo de corte. Payne (1995) determinó que el tiempo de corte podría ser pronosticado usando el algoritmo Tcorte = β tmax.

Los diseños para medir la coagulación de la leche basados en el método del alambre caliente son en la actualidad utilizables (Hori, 1985). Sin embargo, esta técnica es raramente usada comercialmente en la industria quesera, las cuales continúan operando con esquemas preestablecidos o basándose en le experiencia del quesero, que manualmente determina la firmeza óptima para el corte del coágulo (Lucey, 2002). Recientemente, Sbodio et al., (2002), usando el método del alambre caliente, reportó las óptimas condiciones del proceso de coagulación de la leche, estudiadas en las siguientes condiciones: pH entre 6.3 – 6.6, rango de temperatura 30 – 40 °C y concentración enzimática entre 0.02 – 0.05 U.R./ml leche.

En general, varios estudios fueron realizados a partir de geles formados por la combinación de coagulante bovino y glucono-δ-lactona sobre leche descremada usando viscosímetros o reómetros (Lucey et al., 2000, 2001; Nöel et al., 1991; Roefs et al., 1990), sin embargo, estos métodos no son fácilmente utilizables en la industria quesera. Usualmente, varios tipos de quesos son elaborados con leche entera o estandarizada, con altos contenidos de grasa. Lucey et al., (1998) estudiando el efecto del contenido de grasa y el tratamiento térmico en leche recombinada, mostró que la leche con altos contenidos de grasa (3.5 %) tuvieron  más elevados G’ que aquellos geles hechos con leche de bajos contenidos en grasa o totalmente descremadas. Sin embargo, muy pocos estudios reportaron la influencia tanto de enzimas de origen bovino o microbiano y el contenido de grasa, usando métodos utilizados en línea o en tina quesera.

El objetivo de este estudio fue determinar el efecto de los coagulantes de origen bovino y microbiano y el agregado de glucono-δ-lactona sobre las propiedades de geles formados a partir de leche entera.

MATERIALES Y MÉTODOS

Diseño experimental

En el experimento fueron medidas tres respuestas: tmax, tiempo de máxima derivada del perfil del voltaje, Dmax, máximo valor de la primer derivada y TmaxV que es el tiempo en el que se alcanza el máximo voltaje, asumiendo que el máximo voltaje corresponde a la máxima firmeza. El diseño rotacional centrado (Myers y Montgomery, 1995) fue ordenado de tal manera de ajustar un polinomio de 2° orden en temperatura (x1), pH (x2) y unidades de renina (x3). Para estimar el “error puro”, fueron realizadas cuatro réplicas en el valor central del diseño (corridas 1, 16, 17 y 18). Teniendo presente sugerencias de técnicos queseros, cinco niveles de las variables fueron codificados de la siguiente manera:      -1.682, -1, 0, +1 y +1.682. Los niveles de las variables son los mismos que aquellos reportados por Sbodio et al., (2002): cinco niveles de temperatura (40, 38, 35, 32 y 30 °C), cinco de pH (6.77, 6.70, 6.60, 6.50 y 6.43) y cinco valores de concentración enzimática (0.055, 0.045, 0.030, 0.015 y 0.0047 U.R./ml leche).

La Tabla 1 muestra los niveles de las variables codificadas y las correspondientes respuestas. El experimento fue tratado al azar, minimizando los efectos de factores extraños.

Análisis estadísticos

Para ajustar el polinomio de 2° orden y generar los modelos de las superficies de respuestas se utilizó el programa Statgraphics Plus (Versión 7.1, 1994). El análisis de regresión fue hecho usando el diseño experimental (Statgraphics, 1994). Los ensayos para verificar que los residuos satisfagan la asunción de normalidad, independencia y varianza constante fueron satisfactorios (Montgomery, 1991). El Test de Student fue utilizado para comparar los valores de voltajes encontrados o perfiles de respuestas.

Ensayo de coagulación  

Leches reconstituidas con agua destilada fueron preparadas disolviendo 120 g/L de leche en polvo entera de bajo tratamiento térmico (WPNI > 6.0) provistas por SanCor Cooperativas Unidas Ltda., Sunchales, Santa Fe, Argentina. Las soluciones, cubiertas con parafilm para evitar contaminación bacteriana, se agitaron suavemente durante 2 horas a 40 °C para permitir una completa hidratación. No se agregaron agentes antibacterianos. Los análisis de la composición mostraron los mismos valores que aquellos reportados por Sbodio y col., (2002).

Treinta minutos antes de cada ensayo 2 litros de leche entera reconstituida, colocada en un vaso de precipitado, fue termostatizada a la temperatura  indicada por el diseño, manteniéndose constante durante todo el ensayo. Una cantidad fija de CaCl2 (3.6 mM) (Cicarelli, Santa Fe, Argentina) fue adicionada a cada 2 litros de muestra de leche reconstituida y mantenida a su correspondiente temperatura en un baño termostático (Haake F2-C, Germany). Una vez alcanzada la temperatura, se ajustaron los valores de pH con ácido láctico concentrado al 85 % (Mallinckrodt, Chemical Works, U.S.A.) y/o NaOH al 40 % (Cicarelli, Santa Fe, Argentina).

Las soluciones de enzimas coagulantes fueron obtenidas disolviendo Fromase 150 TL (Gist-Brocades France SA, Francia) o coagulante de bovino (Calf Rennet, Caglificio Cleroci, Italia) en  buffer citrato de sodio 0.2 M, pH = 6.0.

La glucono-δ-lactona 99 % (Lysactone – Roquette, Francia) fue usada como un precursor ácido. La cantidad de glucono-δ-lactona requerida para obtener el pH deseado fue determinado en experimentos previos, teniendo en cuenta la disminución del pH debido al agregado de cloruro de calcio, el pH inicial y la temperatura. El pH de la leche en el vaso de precipitado fue controlado a la temperatura del ensayo. Las medidas de pH se obtuvieron utilizando un electrodo de pH (HI 1230, Hanna Instruments, accuracy ± 0.01 units) conectado a un pH-metro (Expandable Ion Analizer EA 940, Orion Research Inc., Boston, MA, U.S.A.), calibrado con dos puntos de calibración uno de pH 7.00 y otro de pH 4.00 (Anedra, San Fernando, Buenos Aires, Argentina). Las muestras de leche entera reconstituidas fueron acidificadas a la velocidad que se muestra en la Figura 1.

Fig. 1: Cambios en el pH durante la acidificación de la leche a 35 °C con glucono-δ-lactona a 4.72 g/l. Los valores graficados corresponden a los promedios de cuatro determinaciones.

El coagulante de origen bovino y/o la proteasa microbiana fueron agregadas al mismo tiempo que la glucono-δ-lactona, y la mezcla agitada suavemente durante un minuto.

Un sensor de alambre caliente de platino 99 % (Aldrich Chemical Company, Inc. Milwaukee, WI, U.S.A.) fue usado para controlar   el  proceso   de  la  coagulación  de acuerdo a lo descrito por Sbodio et al., (2002).

La caída del voltaje del alambre – leída cada 5 segundos – fue registrada al comienzo, antes del agregado de las enzimas coagulantes y de la glucono-δ-lactona, y luego durante todo  el experimento, variando  desde 0 hasta 5000 µV a lo largo  de un  ensayo  completo. El perfil del voltaje de la coagulación de la leche usando el método del alambre caliente, que controla los cambios de viscosidad, comprende tres distintos periodos: un periodo de voltaje constante, un periodo sigmoidal en el cual el voltaje se incrementa abruptamente y un periodo exponencial donde el voltaje aumenta en forma logarítmica hacia el límite, de acuerdo con Ustunol et al., (1991), excepto que en esa experiencia se utilizó reflactancia difusa. El tiempo en el cual el coágulo alcanza el máximo voltaje (TmaxV) representa la máxima firmeza y es el valor más alto de la curva de coagulación con pendiente casi nula, tmax es el tiempo de la máxima pendiente del perfil de voltaje y Dmax es el máximo valor de la derivada a tmax. La Tabla 2, muestra los niveles de las variables codificadas y los resultados experimentales de las respuestas.

Tabla 1: Variables del proceso y sus correspondientes niveles.

                                                                   Variables no codificadas

Variables codificadas                x1                                x2                                x3
                                         Temperatura                       pH                  Conc. enzimática
                                                (°C)                                                       (U.R./ml leche)

+1.667

40

6.77

0.055

+1

38

6.70

0.045

0

35

6.60

0.030

-1

32

6.50

0.015

-1.667

30

6.43

0.0047

RESULTADOS Y DISCUSIÓN

Las Tablas 3 y 4 muestran los resultados del ANOVA para los modelos ajustados. De acuerdo al F-test, tmaxB – tiempo de la máxima pendiente para coagulante de bovino – observó falta de ajuste altamente significativa siendo los resultados experimentales modificados a través de el uso de transformaciones  matemáticas adoptando el ln de tmaxB  en  lugar de tmaxB  y tmaxM – tiempo de la  máxima pendiente para proteasa microbiana – fueron significativos a un nivel del 1 %. Los modelos (1) y (2) exhibieron falta de ajuste no significativa al 1 %. Los coeficientes de determinación (R2 = 0.9463 y 0.8656 para enzima de origen bovino y proteasa microbiana, respectivamente) fueron satisfactorios, observando un bajo error como muestran las Tablas 3 y 4.

Tabla 2: Diseño rotacional centrado, niveles de variables codificadas y respuestas tmax, Dmax y Tmax .

Niveles de variables

Respuestas

x1

x2

x3

tmaxB
(min)

tmaxM
(min)

DmaxB
(µV)

DmaxM
(µV)

TmaxV
B (min)

TmaxV
M (min)

1

0

0

0

4.20

5.83

1716

1620

18.75

15.42

2

-1

-1

-1

7.00

8.17

1109

1758

56.25

18.00

3

-1

1

-1

14.40

10.75

1294

1554

25.07

19.16

4

-1.682

0

0

6.10

5.50

1811

1721

27.67

21.16

5

1

-1

1

3.10

3.25

2568

2308

8.83

10.83

6

1

1

1

4.40

3.83

2254

2482

12.83

11.33

7

1

-1

-1

6.70

6.75

1998

2244

13.92

14.41

8

-1

-1

1

2.50

5.08

2461

3684

19.17

13.25

9

0

-1.682

0

3.50

4.00

1757

3011

9.92

11.25

10

0

0

-1.682

19.00

18.25

1039

1650

24.33

28.16

11

1

1

-1

10.10

7.58

1316

1999

17.92

13.66

12

-1

1

1

4.10

5.08

1555

1729

9.67

15.16

13

0

1.682

0

4.20

5.83

1524

1775

10.67

16.58

14

1.682

0

0

3.50

4.50

1542

2727

8.75

12.41

15

0

0

1.682

2.80

3.83

2207

2540

7.67

12.91

16

0

0

0

4.80

5.08

1606

2227

14.42

11.33

17

0

0

0

5.10

5.00

1787

2227

15.42

12.17

18

0

0

0

4.30

5.42

1668

1656

21.08

9.33

Tabla 3: ANOVA para los modelos ajustados para coagulante bovino. (* Significante al 5 %.  ** Significante al 1 %.)

                                   Ln tmaxB                                    DmaxB                                          TmaxVB

Source

df

ss

F

df

Ss

F

df

ss

F

x1

1

0.0803

33.92*

1

0.0001

22.50

1

573.3675

61.07**

x2

1

0.3817

161.28**

1

0.0003

51.24

1

72.2352

7.69

x3

1

3.6993

1562.94**

1

0.0018

311.72

1

602.2205

64.15**

x1x2

1

0.0259

10.95*

1

0.0000

0.82

1

296.0961

31.54*

x1x3

1

0.0585

24.72

1

0.0000

0.73

1

223.7670

23.84*

x2x3

1

0.0103

4.35

1

0.0001

13.75

1

58.6986

6.25

x12

1

0.0064

2.73

1

0.0000

2.46

1

29.6790

3.16

x22

1

0.0992

41.92**

1

0.0000

0.94

1

20.2929

2.16

x32

1

0.2437

102.97**

1

0.0000

0.48

1

7.1231

0.76

Lack-of-fit

5

0.2590

21.89*

5

0.0007

24.44

5

261.3189

5.57

Pure error

3

0.0071

3

0.0000

3

28.1644

Total

17

4.9624

17

0.0031

17

2185.6522

R2

0.9463

0.7633

0.8675

CV (%)           

16.2

5.9

14.9

ln tmaxB = 1.65 – 0.07 x1 + 0.17 x2 – 0.52 x3 – 0.06 x1x2 + 0.08 x1x3 – 0.03 x2x3 + 0.02 x12 – 0.08 x22 + 0.14 x32                                (1)

tmaxM = 5.50 – 0.82 x1 + 0.66 x2 – 2.81 x3 – 0.38 x1x2 – 0.05 x1x3 – 0.11 x2x3 – 0.28 x12 – 0.31 x22 + 1.85 x32                                    (2)

En ambos modelos, los cuadrados medios (Tablas 3 y 4) de tmax para los cinco niveles de temperatura, pH y concentración enzimática nos indican que tmax decreció a medida que la concentración enzimática se incrementó (p < 0.01), para ambos coagulantes. El efecto de la temperatura sobre tmax fue significativo y decreció con el aumento de la misma (p > 0.01 para coagulante bovino y p < 0.01 para proteasa microbiana). El efecto del  pH sobre estas respuestas fue también significativo (p < 0.01 para coagulante bovino y p > 0.05 para  proteasa microbiana) y, se incrementó con el aumento del pH. Cuando usamos coagulante bovino, el principal efecto medido por la suma de los cuadrados, fue producido por la concentración enzimática, seguido del pH y la temperatura. En cambio, la secuencia en orden de importancia fue concentración enzimática, temperatura y pH cuando coagulamos con proteasa microbiana. Castillo et al., (2000), usando quimosina recombinante y reflactancia difusa en leche de cabra, demostró que la tmax decreció inversamente proporcional  con la concentración enzimática. Ustunol et al., (1991) controlaron con reflactancia difusa la coagulación de leche de vaca y reportaron que tmax decreció a medida que la concentración enzimática y la temperatura aumentaban y el pH disminuía. Payne et al., (1993a, b) usando coagulante bovino y quimosina producida por fermentación aislada de Escherichia coli, mostraron que el pH, la temperatura y la concentración enzimática fueron primariamente responsables por los cambios observados en tmax.

Tabla 4: ANOVA para los modelos ajustados obtenidos con proteasa microbiana. (* Significante al 5 %. ** Significante al 1 %.)

                          tmaxM                                               DmaxM                                        TmaxVM

Source

df

ss

F

df

Ss

F

df

ss

F

x1

1

9.3028

9.98        

1

0.0003    

3.59     

1

66.1171   

10.28*

x2

1

5.9148

6.35        

1

0.0014   

16.62    

1

10.2007     

1.59

x3

1

107.6431

115.49**        

1

0.0013   

15.38    

1

119.0040   

18.51*

x1x2

1

1.1935

1.28        

1

0.0005    

6.67     

1

1.3888     

0.22

x1x3

1

0.0210

0.02         

1

0.0003    

3.70     

1

1.0036     

0.16

x2x3

1

0.1035

0.11         

1

0.0002    

2.72     

1

0.5000     

0.08

x12

1

1.0097

1.08         

1

0.0002    

2.12     

1

13.7403   

2.14

x22

1

1.2359

1.33        

1

0.0004    

4.84     

1

0.0084     

0.00

x32

1

43.4288

46.60**        

1

0.0001    

0.79     

1

70.9320   

11.03*

Lack-of-fit

5

24.8605

5.33        

5

0.0009    

2.10     

5

57.7717     

1.80

Pure error

3

2.7961

3

0.0001 

3

19.2875

Total

17

205.8735

17

0.0056 

17

354.5042

R2

0.8656

0.8016 

0.7826

CV (%)

12.7

6.28

7.3

El tiempo necesario para alcanzar la máxima derivada Dmax a tmax fue influenciada por las tres variables estudiadas. La concentración enzimática tuvo un efecto significativo (p < 0.05) a ambos Dmax.

Las pendientes negativas (0.52 y 2.81 para coagulante bovino y proteasa microbiana, respectivamente) muestran que con el aumento de la concentración enzimática disminuye el tiempo en el cual se alcanza la máxima derivada. Cuando usamos coagulante bovino, el efecto del pH es significativo, mientras que la temperatura, en el rango estudiado, es insignificante. Los términos cuadráticos (x3) también tuvieron efectos significativos (p < 0.01) para ambos coagulantes.

Los modelos (3) y (4), obtenidos  para la respuesta Dmax, medida en µV, fue significativa (p > 0.01) de acuerdo al F-test. El ANOVA muestra el efecto para cada variable. Los modelos para coagulante bovino y proteasa microbiana, corresponden a:

DmaxB = 1686 + 0.098 x1 – 0.149 x2 + 0.366 x3 – 0.025 x1x2 – 0.023 x1x3 – 0.101 x2x3 + 0.034 x12 + 0.021 x22 + 0.015 x32    (3)

DmaxM = 1871 + 0.147 x1 – 0.315 x2 + 0.303 x3 + 0.261 x1x2 – 0.194 x1x3 – 0.167 x2x3 + 0.117 x12 + 0.177 x22 + 0.071 x32 (4)

Los coeficientes de determinación (R2 = 0.7633 y 0.8016 para coagulantes de bovino y proteasa microbiana, respectivamente) fueron satisfactorios. Los coeficientes más altos fueron aquellos correspondientes a x3 para ambos coagulantes, siendo significativos a p < 0.01 para coagulante bovino y p > 0.01 para proteasa microbiana. A partir de ambos modelos, se puede concluir que las concentraciones enzimáticas muestran las influencias positivas más elevadas. Las pendientes positivas para Dmax (0,366 y 0,303 obtenidas con coagulante bovino y proteasa microbiana, respectivamente) mostraron que ambas tasas de incremento del voltaje aumentan con el aumento de la concentración, excepto para el pH que presentó alta influencia significativa  (p < 0.027) cuando se utilizó proteasa microbiana. Castillo et al., (2000) reportaron que Dmax aumenta cuando la concentración enzimática y la temperatura aumentan. Los resultados obtenidos en esta experiencia son coincidentes con los reportados previamente, excepto que en este caso se trabajó con leche entera.

Cuando consideramos el tiempo en el cual el coágulo alcanza el máximo voltaje, los modelos (5) y (6) muestran satisfactorios coeficientes de determinación (R2 = 0.8675 y 0.7826 para coagulante bovino y proteasa microbiana, respectivamente).

TmaxVB = 17.14 – 6.47 x1 – 2.29 x2 – 6.64 x3 + 6.08 x1x2 + 5.29 x1x3 + 2.71 x2x3 + 1.53 x12 – 1.27 x22 + 0.75 x32     (5)

TmaxVM = 12.20 – 2.20 x1 + 0.86 x2 – 2.95 x3 – 0.41 x1x2 + 0.35 x1x3 + 0.25 x2x3 +1.04 x12 + 0.02 x22 + 2.37 x32      (6)

Los más altos coeficientes son aquellos correspondientes a la temperatura y la concentración enzimática y muestran significación a p < 0.01 para coagulante bovino y p > 0.01 para proteasa microbiana. El principal efecto, medido por la suma de los cuadrados, fue provocado por la concentración enzimática, seguido por la temperatura y el pH, para ambos coagulantes. Sbodio et al. (2002), en similares condiciones, excepto que coagularon con quimosina provista por ingeniería genética, mostraron que el orden de importancia era la concentración enzimática, el pH y la temperatura. Con referencia a la respuesta TmaxVB, las tres variables influyeron negativamente, excepto el pH cuando se coaguló con proteasa microbiana, la cual influyó positivamente.

Comparación de los perfiles de voltaje

La comparación de los perfiles de voltaje indica que el coagulante bovino produce la velocidad más lenta de crecimiento del voltaje medido por la magnitud de DmaxB a tmaxB. Cuando la leche fue coagulada con proteasa microbiana, considerando todas las condiciones, DmaxM fue mas elevada que DmaxB (Student's t-Test). McMahon y Brown (1985), usando el Formagraph, reportaron que la velocidad de incremento de la firmeza decreció a medida que aumentaba la proteólisis no específica. Por otro lado, Ustunol et al., (1991), con un sensor de reflactancia difusa observaron que la Dmax obtenida con coagulante bovino fue similar a aquella lograda con proteasa Mod. Mucor miehei. Los resultados alcanzados en este experimento no coinciden con aquellos.

Leche entera coagulada tanto con coagulante bovino como con proteasa microbiana no reveló diferencias significativas entre tmaxB y tmaxM, sin embargo, alcanzan el máximo voltaje al mismo tiempo. Por lo expuesto podríamos concluir que ambos TmaxV no son dependientes de las enzimas coagulantes en este ensayo.

En la Industria quesera es necesario utilizar un sensor en línea para determinar o controlar el proceso de elaboración. El tiempo de corte de la cuajada es un paso muy importante que determina el rendimiento y la calidad del queso. En general, los queseros determinan a través de un juicio subjetivo cual es el tiempo correcto de corte, debido a que ellos conocen que cortando a una apropiada firmeza del coágulo minimizan las pérdidas de grasa y finos y optimizan el contenido de materia seca en los quesos. En ese sentido, algunos investigadores consideran que el tiempo de corte es un cierto tiempo después de un tiempo de referencia. Esta referencia, tmax – el máximo valor de la pendiente de una curva de reflactancia difusa versus el tiempo – ha sido estudiado por varios investigadores, entre ellos Castillo et al., (2000), Gunasekaran y Ay (1994, 1996), Passos et al., (1999) y Payne et al., (1993a,b) encontraron que el máximo valor de la primer derivada de un perfil de reflactancia difusa (tmax) estaba fuertemente correlacionado con el tiempo de corte cuando se usaba leche de vaca. Payne (1995) determinó que el tiempo de corte podría ser medido usando el algoritmo Tcorte = β tmax. Castillo et al., (2000), por otro lado, desarrollaron un modelo que predice con una gran exactitud el tiempo de corte visual.

Como podemos ver, es esencial determinar el tiempo de corte con el menor error. Varios autores (Castillo et al., 2000; Payne et al., 1993a; Ustunol et al., 1991) reportaron una alta correlación entre  tmax y Tcorte, demostrando que este tiempo corresponde a algunos minutos antes de que se alcance el máximo voltaje. En esta experiencia el parámetro medible, voltaje máximo – TmaxV fue testeado como un pronosticador del tiempo de corte. La múltiple regresión lineal TmaxV sobre tmax y la medida de las variables dependientes nos permiten obtener las siguientes ecuaciones: TmaxVB = 195.5100 – 2.2684 x1 – 11.8312 x2 – 568.6200 x3 – 0.5026 tmaxB y TmaxVM = 18.6342 – 0.4431 x1 + 0.7316 x2 + 1.0477 x3 + 1.0575 tmaxM para coagulante bovino y microbiano, respectivamente. Cuando usamos coagulante bovino, el principal efecto, medido por la suma de los cuadrados, fue producido por la concentración enzimática, seguido por la temperatura el pH y tmaxB, siendo el orden cuando usamos enzima microbiana concentración enzimática, tmaxM, temperatura y pH. Como el parámetro estimado para tmaxB no fue significante, podemos eliminarlo del modelo. Por otro lado, cuando usamos proteasa microbiona, tmaxM influyó significativamente la respuesta TmaxVM (p < 0.01). El parámetro estimado para la concentración enzimática fue significativo a p > 0.01 para coagulante bovino y a p < 0.01 para proteasa microbiana. Los R2 fueron 0.7542 y 0.8647 para coagulante bovino y proteasa microbiana, respectivamente. Este análisis muestra que TmaxV estaba en función de las variables críticas (pH, temperatura y concentración enzimática) y tmax, especialmente cuando coagulamos con proteasa microbiana. Por consiguiente el tiempo en que el voltaje tarda en alcanzar su máximo valor, TmaxVM, podría ser usado como indicador del tiempo de corte solamente cuando las variables temperatura, pH y concentración enzimática son conocidas. De acuerdo a esto, usando enzima coagulante de origen microbiano es posible proponer una ecuación para el tiempo de corte, considerando TmaxV, de la forma siguiente: Tcorte = TmaxV – Δt. Un test de laboratorio, realizado previamente permitiría determinar el Δt que deberíamos sustraer del tiempo en el que se alcanza la máxima firmeza.

CONCLUSIONES

Bajo las condiciones del experimento – leche entera y el método del alambre caliente – las tres variables estudiadas afectan significativamente las respuestas tmax, Dmax y TmaxV. La concentración enzimática produce los efectos más importantes. No se encontraron diferencias significativas entre las respuestas tmax y TmaxV, aunque sí aparecen diferencias entre Dmax. Este último se incrementa rápidamente cuando usamos enzima de origen microbiano, pero el máximo voltaje testeado como pronosticador del tiempo de corte, es alcanzado con ambas enzimas al mismo tiempo.

Este experimento indica que realizando un análisis previo en el laboratorio se podría calcular el tiempo a sustraer al valor del tiempo en el que se alcanza el máximo voltaje (TmaxV) y de esa manera determinar el tiempo de corte. Si, como Castillo et al., (2000), Passos et al., (1999) y Payne et al., (1993a, b) reportaron que el tiempo de corte está altamente relacionado a tmax, y es posible detectar TmaxV  con exactitud a través del método del alambre caliente, y además este tiempo está significativamente afectado por tmax, las  variables críticas (pH, temperatura y concentración enzimática) y tipo de coagulante, el Tcorte, podría ser determinado con mayor precisión. Es obvio, que es necesario más investigaciones sobre el control de las variables críticas y TmaxV.

AGRADECIMIENTOS

Los autores agradecen a la empresa SanCor Cooperativas Unidas Ltda. y a la Cooperativa Tambera Nueva Alpina Ltda. por la provisión de muestras de leche. Este experimento se desarrolló con apoyo financiero del Proyecto C.A.I.+D 2000 de la Universidad Nacional del Litoral, Santa Fe, Argentina.

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