Optimization of the Processing of Seasoning Sauce for Seasoned Broughton's Ribbed Ark Scapharca broughtonii Products Using Response Surface Methodology

(1)

334

서 론

피조개(Scapharca broughtonii)^는 ^혈액에 ^{헤모글로빈을} ^가 지고있어근육이적자색을띠어붙여진명칭으로, 조류가적 당하고, 수심이 3-50 m인연안의펄바닥에서식하며, 산란기 는 6-10월이나, 최성기는 7-8월이다. 피조개는우리나라삼면 의연안어디에도서식하고있으나, 특히경남의진해만, 통영

과고성의자란만, 남해강진만, 전남여자만, 득량만과같은남 해안과충남천수만등의서해안에서많이생산되고있다(Lee et al., 1986; Park, 2002; Kang et al., 2018). ^즉, ^피조개는^우 리나라남해안에서 굴과함께다량생산되고있고, 경제적으 로도이들지역에서가치가높은중요한수산자원중의하나 이다. 피조개의국내생산량은최근양식기술의발달과함께 2013년 2,604톤에서 2014년 3,031톤, 2015년 3,218톤, 2016

반응표면분석법을 활용한 피조개(Scapharca broughtonii) 조미가공품용 조미 소스의 공정 최적화

강상인^1,2·손숙경¹·최관수⁴·김강호⁴·김윤식⁴·이정석²·허민수^2,3·김진수^1,2*

1경상대학교 해양식품생명의학과/해양산업연구소, ²경상대학교 수산식품산업화 기술지원센터, ³경상대학교 식품영양학과, ⁴어업회사법인 여수 새고막㈜

Optimization of the Processing of Seasoning Sauce for Seasoned Brough- ton’s Ribbed Ark Scapharca broughtonii Products Using Response Sur- face Methodology

Sang In Kang^1,2, Sohn Suk Kyung¹, Kwan Su Choi⁴, Kang-Ho Kim⁴, Youn Sik Kim⁴, Jung Suck Lee², Min Soo Heu^2,3 and Jin-Soo Kim^2,3*

1Department of Seafood and Aquaculture Science/Institute of Marine Industry, Gyeongsang National University, Tongyeong 53064, Korea

2Research Center for Industrial Development of Seafood, Gyeongsang National University, Tongyeong 53064, Korea

3Department of Food and Nutrition, Gyeongsang National University, Jinju 52828, Korea

4Yeosu Saegomak Inc., Yeosu 59603, Korea

This study was conducted to optimize the processing conditions of seasoned broughton’s ribbed ark Scapharca broughtonii products (S-BRA-P) using response surface methodology (RSM). The concentrated oyster extract content (X₁, w/w), amino-based seasoning powder content (X₂, w/w), and enzyme-treated stevia content (X₃, w/w) were selected as independent variables, and amino nitrogen (Y₁) and overall acceptance in a sensory evaluation (Y₂) were selected as dependent variables. The optimal conditions of X₁, X₂, and X₃ were 97.5%, 20.0%, and 0.9%, respectively, and the predicted values of the multiple response optimal conditions were Y₁(1,030 mg/100 g) and Y₂(8.3). Under the optimum conditions, the experimental values of Y₁ and Y₂ were 1,034 ± 6.0 mg/100 g and 8.5 ± 0.4, respectively, which was no significant difference from the predicted values (P<0.05). In conclusion, the optimized models of X₁, X₂, and X₃ for the preparation of soy sauce-based sauce were suitably fitted. The optimum amount of seasoning sauce was 13% for the preparation of S-BRA-P. The S-BRA-P, which was prepared by adding the seasoning sauce and the other subsidiary material [finely chopped spring onion (3.8%) and cheongyang hot pepper (4.6%)], had a superior taste, color, and odor.

Keywords: Scapharca broughtonii, Broughton’s ribbed ark, Seasoned seafood products, Seasoning sauce, RSM

*Corresponding author: Tel: +82. 55. 772. 9146 Fax: +82. 55. 772. 9149 E-mail address: [email protected]

This is an Open Access article distributed under the terms of the Creative Commons Attribution Non-Commercial Licens (http://creativecommons.org/licenses/by-nc/3.0/) which permits unrestricted non-commercial use, distribution, and reproduction in any medium, provided the original work is properly cited.

Received 6 March 2020; Revised 15 April 2020; Accepted 2 May 2020

저자 직위: 강상인(대학원생), 손숙경(학부생), 최관수(대표이사), 김강호(부대 표), 김윤식(부장), 이정석(연구교수), 허민수(교수), 김진수(교수)

https://doi.org/10.5657/KFAS.2020.0334 Korean J Fish Aquat Sci 53(3), 334-341, June 2020

(2)

년 3,637^톤, 2017^년 4,524^톤으로^꾸준히^증가하고^있으나, ^판 매액은 2013년 20,892백만원에서 2017년 9,885백만원으로감 소하고있어해를거듭할수록저부가가치화되고있다(MOF,

2018). 이러한피조개의저부가가치화는예전의경우피조개를

탈각하여대부분이고가로일본에수출되었으나, 최근의경우 일본수출길이막혔을뿐만이아니라국내에서도회, ^초밥, ^샐러 드등과같이단순가공에의하여아주한정적인범위에서소비 되고있기때문이다. 따라서, 피조개의고부가가치화방안중의 하나는피조개를활용한새로운고차가공품, 즉소비자니즈에 부합하는가정간편식(home meal replacement, HMR) 등과같 은고부가가치제품의개발이라할수있다(Kang et al., 2018).

또한, 최근가정간편식제품은국내외를가리지않고가장선 호되고있는소비트렌드중에하나이어서그시장이확대되고 있다. 그러나, 수산물을 활용한가정간편식제품의개발은많 지않고, 특히피조개를활용한가정간편식제품이출시된바 가없다.

한편, 피조개에관한연구는추출물의항산화활성과 Acetyl-

cholinesterase 저해활성(Kim et al., 2014), 중금속함량(Kim et al., 2003), 맛성분조성에관한비교(Park, 2002), 지질조성 (Ueda, 1974; Hayashi and Yamada, 1975; Yoon et al., 1986;

Mun, 1992), HACCP ^시스템^구축^연구(Kang et al., 2018) ^등 이있으나, 이들연구는원료피조개의위생, 영양및건강기 능특성에관한연구이고, 실제소비자니즈에부합하는소스 의개발과이를활용한조미가공품의개발에관한연구는찾아 보기어렵다.

본연구는피조개를활용하여최근소비트렌드를반영한 1^인 또는 2인이상가구의수요형태에부합하는가정간편식의개 발을위한일련의연구로서반응표면분석법(response surface

methodology, RSM)을통한피조개조미가공품용조미소스의

공정최적화와이를활용한피조개조미가공품의제조에대하 여검토하고자하였다.

재료 및 방법 재료

피조개조미가공품의개발주원료인양식산피조개는 2017 년 12월-2018년 1월에전라남도여수시인근의여자만해역에 서수확하여, 전라남도여수시에위치한 ㈜여수새고막(Yeosu, Korea)으로옮겨와자숙및탈각하고, 냉동품으로제조한것(무 게, 5.2-8.6 g 범위; 평균, 6.9±1.7 g)을 2018년 2-6월에분양받 아사용하였다.

피조개조미가공품용조미소스의제조를위한부재료는유 사제품의성분표및전문가자문등을통하여주베이스로서진 간장을, 단맛과단가개선을위하여효소처리스테비아를, 감칠 맛강화와점성부여를위하여아미노베이스와굴농축액을, 매 운맛과색개선을위하여고춧가루, ^실파^및^{청양고추를}^선정

하였다.

이들조미소스의부재료중굴농축액은 2018년 2-3월에경 상남도거제시소재대일수산(Daeil Fisheries Co., Ltd., Geoje, Korea)에서, 진간장(Sempio Co., Ltd., Icheon, Korea)은 2018 년 2-4월에경상남도통영시소재대형마트에서, 효소처리스 테비아와 아미노베이스(Sempio Co., Ltd., Icheon, Korea)^는 2018년 2-4월에온라인쇼핑몰에서, 피조개조미가공품의제 조를위한부재료중고춧가루, 실파및청양고추는 2018년 2-4 월에경상남도통영시소재대형마트에서각각구입하여사용 하였다. 본연구에서개발한시제조미소스및피조개조미가 공품의관능적종합기호도비교분석을위한대조구시료는시 판되는유사제품이없는관계로 2018년 2-5월에경상남도통 영시소재대형마트에서구입한시판비빔간장소스(Taekyung Food Co., Ltd., Jecheon, Korea)를구입하여사용하였다. 이들 의비교및검토대상은시제조미소스의경우시판소스로하 였고, ^시제^피조개^{조미가공품의}^경우^시판^소스로^조미하여^제 조한피조개조미가공품으로선정하였다(이하, 대조구라칭함).

반응표면분석법 중심합성계획

피조개조미가공품용조미소스의최적제조공정을확립할목 적으로주원료와부재료중맛에영향을미치는인자인굴농축 액(X₁), ^{아미노베이스}(X₂) ^및^효소처리^스테비아(X₃) ^첨가량을 독립변수로설정하여반응표면분석법으로최적화하고자하였

다. 진간장 100 g에대한각각독립변수의첨가량은중심합성계

획(central composite design)에따라 Table 1에제시한바와같 이범위를설정하였고, 5단계로부호화하여각각 17구의시료 를무작위적으로제조한다음, ^이를^시료로^하여^실험을^진행하 였다. 이때위에서언급한 3개의독립변수범위와 center point

value들은예비실험의결과를토대로선정하였다.

회귀분석 및 최적화

조미소스의제조를위한독립변수에대한종속변수는첨가 물의농도에따른맛성분의변화를확인하기위하여아미노질 소함량과관능패널들의종합적기호도로하였고, 이들의데 Table 1. Symbol, experimental range and values of the independent variables in the central composite design for processing optimization of seasoning sauce for seasoned broughton's ribbed ark Scapharca broughtonii product

Independent

(%, w/w) Symbol Range level

-1.682 -1 0 +1 +1.682 Concentrated

oyster extract X₁ 15.9 50 100 150 184.1 Amino-based

seasoning powder X² 3.2 10 20 30 36.8 Enzyme-treated

stevia X₃ 0.16 0.5 1 1.5 1.84

(3)

이터는회귀분석을위한자료로활용하였다. ^한편, ^피조개^조 미가공품용조미소스의개발을위한원료첨가량에 대한최 적점의예측및확인은 Kim et al. (2010)이언급한방법에따 라 MINITAB 통계프로그램(MINITAB Ver. 18, MINITAB, Pennsylvania, PA, USA)을이용하였다. 즉, 무작위적으로제조 한 17^개^시료구의^실험^결과를^토대로^{독립변수와}^종속변수^상 호간의관계에따라제시되는반응표면회귀계수및분산분석 결과를토대로모델(model), 1차항(linear), 2차항(quadratic), 교차항(cross-product) 및적합성결여도(Lack of fit) 각각의유 의성(P-value)에대한인정(P<0.05) 여부를확인하였고, 이들 결과값에대하여최종적으로결정계수(R²)^를^확인하여^최적^조 건을산출하였다. 또한, 이를근거로하여독립변수및종속변 수의설계모형의적합성은반응최적화도구를이용하여종속 변수에대한각각의목표값 (target value)을설정하여확인하였 고, 통계프로그램에서산출된부호값(coded value)을환산하여 얻은실제값(actual value)^을^토대로^예측치(predicted value)^와 실제실험을통한실험치(experimental value)를비교, 분석하 여나타내었다.

그래프 도식화

독립변수와종속변수간의관계를나타내는그래프는위의회 귀분석결과에서도출된회귀방정식결과인상수, 1^차항, 2^차 항및교차항의값을각각 MAPLE software (MAPLE Ver. 12, Maple Soft, Waterloo, Canada)에대입하여산출된 3차원그래 프로나타냈으며, 그래프를구성하는식은다음과같다.

Y=β₀ ∑³

i=1β_i X_i+∑³

i=1β_ii X_i²+∑²

i=1

∑3

j=i+1β_ij X_i X_j

여기서 Y^는^종속변수, β₀는상수, β_i, β_ii, β_ij는회귀계수, X_i, X_j 는독립변수이다. 피조개조미가공품용조미소스의제조조건 최적화는 MINTAB 통계프로그램의 Response optimizer를통 해이루어졌으며, 통계적으로추정된최적조건에따라실제실 험을통해측정한종속변수와의비교를통해추정된종속변수 의값을검증하였다(Bezerra et al., 2008).

피조개 조미가공품용 조미 소스의 제조

피조개조미가공품용조미소스는주베이스로선정한진간

장 100 %를기준으로하여감칠맛강화와점성부여를위하여

굴자숙농축액과아미노베이스를각각 15.9-184.1% (w/w) ^범 위및 3.2-36.8% (w/w) 범위로, 단맛과단가개선을위하여효 소처리스테비아를 0.16-1.84% (w/w) 범위로첨가하고, 용해 와살균을목적으로가열(120±5°C, 1분)하였고, 이어서냉각( 실온) 후기호도증진을위하여다진마늘을 16.6% (w/w)로첨 가하여제조하였다.

그리고. 피조개조미가공품은자숙피조개육에대하여앞의 공정으로제조한조미소스를 4-16% (w/w) (3% 간격) 범위, 실

파를 3.8% (w/w) ^및^{청양고추를} 4.6% (w/w) ^첨가하고, ^버무 려제조하였다.

아미노질소

아미노질소는 KFN (2000)에서언급한 Formol법을일부수 정하여 측정하였다. 즉, 조미 소스 2.5 mL에 증류수를 가하 여 25 mL^로^정용하고, ^교반하여^{균질화시킨}^다음^이를 0.1 N NaOH 용액을사용하여 pH 8.4로조정하였다. 이어서여기에 36% formaldehyde 용액(0.1 N NaOH 용액을사용하여 pH 8.4 로조정된용액) 20 mL를가한다음 0.1 N NaOH 용액으로 pH 8.4가될때까지적정하여, 이를토대로아미노질소함량을산 출하였다.

아미노질소(mg/100 g)=2.8×[V_t-(V_h+V_c)]×f V_t, ^제 3^기까지의 0.2 N NaOH ^용액의^총량(mL)

V_h, 가한 0.2 N HCl 용액에상당하는 0.2 N NaOH 용액의양 (mL)

V_c, 대조액에가한 0.2 N NaOH 용액의총량(mL) f, 0.2 N NaOH 용액의역가

염도

염도는 식품공전(MFDS, 2018)의 회화법으로 측정하였다.

즉, 식염약 1 g을함유하는양의검체를회화한다음이를물에 녹이고, ^물로^정용(500 mL) ^및^여과한^여액 10 mL^에^크롬산칼 륨(K₂CrO₄) 용액 2-3방울을가한후 0.02 N 질산은(AgNO₃)으 로적정하였고, 이를토대로계산하였다.

염도(%)= A×F×5.85 검체채취량(g) A, ^적정에^소비된 0.02 N ^질산은^용액(mL) F, 0.02 N 질산은용액의 factor

적색도

적색도는검체를측정용원형셀(지름 4×4 cm)에올린다음

직시색차계(ZE 2000, Nippon Denshoku Industries Co., To- kyo, Japan)^로^측정하여, ^그^결과를^적색도(a^값)^로^{나타내었다}. 이때, 표준백판은 L값이 91.5±0.05, a값이 0.27±0.01 및 b값 이 2.67±0.02이었다.

관능평가

관능평가는종합적기호도로평가하였다. 종합적기호도평가 는잘훈련된 panel member 24^인(20-30^대, ^남자 10^인, ^여자 14 인)으로구성하여조미소스와이를활용한피조개조미가공품 의개발을위한최적배합비구명실험에적용하였다. 즉, 관능 적종합기호도평가를위한평점은대조구를기준점인 5점으로

(4)

하였고, ^이보다^우수한^경우 6-9^점으로, ^이보다^열악한^경우 4-1 점으로평가하는 9단계평점법으로실시하였다.

통계처리

본실험결과에대한데이터의표준편차및유의차검정(5%

유의수준)은 SPSS 통계패키지(SPSS for window, release 10.1)^에^의한 ANOVA test^를^이용하여^{분산분석한}^후 Duncan 의다중위검정을실시하여나타내었다.

결과 및 고찰

피조개조미가공품의제조를위한조미소스배합조건최적화 피조개조미가공품용조미소스의최적배합조건(굴자숙농 축액, 아미노베이스 및효소처리 스테비아의첨가량) 최적화 를위하여 Table 1에서제시한중심합성계획(central composite design) (Bezerra et al., 2008)^에^따라^굴^자숙^농축액량(X_1, 15.9-184.1%, w/w), 아미노베이스량(X₂, 3.2-36.8%, w/w) 및

효소처리스테비아량(X₃, 0.16-1.84%, w/w)^을 5^단계로^부호화 하여각각 17구의시료를무작위적으로제조한다음이들의종 속변수(Y₁, 아미노질소함량; Y₂, 종합적기호도)를측정한결 과는 Table 2와같다.

독립변수와 종속변수와의 상관관계를 살펴볼 목적으로 MINITAB ^{통계프로그램을}^이용하여 response surface analysis by least-squares regression (RSREG)을실시한다음종속 변수에대한 3종의독립변수상호간의상관관계를 Maple soft- ware를사용하여각각 3차원으로도식화하였다. 조미소스의 아미노질소함량(Y₁)에대한독립변수중굴자숙농축액첨가 량(X₁)^은 -1.682^에서 +1.682^까지^서서히^증가하는 ^경향을^나 타내었고, 아미노베이스첨가량(X₂)은 -1.682에서 +1.682까지 급격히증가하는경향을나타내어, 두독립변수모두가영향을 미치는것으로판단되었으나, 효소처리스테비아 첨가량(X₃) 은 -1.682에서 +1.682까지거의변화가없었다. 조미소스의 종합적기호도(Y₂)^에^대한^독립변수^중^굴^자숙^농축액^첨가량 (X₁)은 -1.682에서 -0.017까지급격히증가하였다가이후부터 +1.682까지 급격히 감소하였고, 아미노베이스 첨가량(X₂)은 -1.682에서 0.221까지서서히증가하였다가이후부터 +1.682 까지 서서히감소하였으며, 효소처리스테비아 첨가량(X₃)은

-1.682^에서 -0.187^까지^서서히^{증가하였다가}^이후부터^급격하

게 +1.682까지감소하는경향을나타내었다(Fig. 1).

굴자숙농축액과아미노베이스및효소처리스테비아의첨가 량을달리하여제조한조미소스의아미노질소함량(Y₁) 및종 합적기호도(Y₂)의결과치(Table 2)를이용하여 MINITAB 통 계프로그램을구동하였고, RSREG^로^살펴본^조미^소스의^아

Table 3. Estimated coefficients of the fitted quadratic polynomial equation for different response for processing optimization of seasoning sauce for seasoned broughton's ribbed ark Scapharca broughtonii product based on t-statistic

Parameters Y₁² Y₂

Coefficient P-value Coefficient P-value

Intercept 1,032.7 0.000 68.3 0.000

X₁¹ 50.5 0.001 -1.0 0.411

X₂ 93.6 0.000 5.5 0.002

X₃ 0.8 0.938 -5.9 0.001

X₁X₁ 13.6 0.231 -21.2 0.000

X₂X₂ 15.9 0.169 -14.0 0.000

X₃X₃ -4.6 0.673 -16.8 0.000

X₁X₂ 39.1 0.016 -1.5 0.353

X₁X₃ -14.1 0.290 -2.5 0.136

X₂X₃ -0.4 0.977 -3.4 0.054

1X₁ (Concentrated oyster extract, %, w/w), X₂ (Amino-based seasoning powder, %, w/w), X₃ (Enzyme-treated stevia, %, w/w). ²Y₁ (Amino-N, mg/100 g), Y₂(Overall acceptance, score).

Table 2. Central composite design of independent variables and responses of dependent variables for processing optimization of seasoning sauce for seasoned broughton's ribbed ark Scapharca broughtonii product

Coefficients

assessed by Run No.

Independent

variables Dependent variables²

X₁ X₂ X₃ Y₁ Y₂

Fractional factorial design (4 points)

1 50 10 0.5 964 3.4

2 150 10 0.5 998 3.7

3 50 30 0.5 1,012 5.1

4 150 30 0.5 1,249 5.6

5 50 10 1.5 969 3.2

6 150 10 1.5 993 3.4

7 50 30 1.5 1,062 4.5

8 150 30 1.5 1,196 2.6

Star points (4 points)

9 15.9 20 1 997 3.3

10 184.1 20 1 1,152 2.4

11 100 3.2 1 878 4.2

12 100 36.8 1 1,284 6.3

13 100 20 0.16 1,019 5.9

14 100 20 1.84 1,027 2.6

Central points (3 points)

15 100 20 1 1,035 8.2

16 100 20 1 1,030 8.4

17 100 20 1 1,032 8.2

(5)

미노질소함량(Y₁) 및종합적기호도(Y₂)에대한일차항, 이차 항및교차항과같은여러가지 2차회귀방정식의계수들과

이들의유의성을살펴본결과는 Table 3과같다. 일반적으로

MINITAB ^{프로그램의} RSREG^로^작성한 2^차^{회귀방정식}^즉, 반응모형방정식은구성항의유의성을고려하지않는경우다 양한항을구성하고있어유의성이인정되는항만으로정리할 필요가있다(Kim et al., 2010). 따라서 MINITAB 프로그램의

RSREG로분석한데이터를활용하여최적조미소스의아미노

질소함량(Y₁) ^및^종합적^기호도(Y₂)^에^대한^{반응모형방정식의} 간결화를목적으로일차항, 이차항및교차항에대한유의성을 살펴본결과, 유의성이인정(P<0.05)되는항은아미노질소함 량(Y₁)의경우일차항인 X₁, X₂, 교차항인 X₁X₂와같은 3종의 항이었고, 종합적기호도(Y₂)의경우일차항인 X₂, X₃, 이차항 인 X₁², X₂², X₃²^과^같은 5^종의^{항이었으며}^나머지^항들은^모두 유의성이인정되지않았다. 이와같이아미노질소함량(Y₁) 및 종합적기호도(Y₂)의반응모형방정식중항의유의성(P<0.05) 을고려하여간결식으로나타내면 Table 4와같다.

조미소스의제조를위한간결반응모형방정식의 독립변수

와종속변수 간의상관관계를 ANOVA^분석으로^살펴본^결과 는 Table 5와같다. 조미소스제조용굴자숙농축액, 아미노베 이스및효소처리스테비아첨가량의최적화를위한반응모형 방정식은아미노질소함량(Y₁)의경우일차항만이, 종합적기 호도(Y₂)의경우일차항및이차항만이유의성이인정되었다 (P<0.05).

굴자숙농축액과아미노베이스및효소처리스테비아첨가량 의최적화를위한반응모형방정식모델의적합여부를나타내 는적합성결여검증(lack of fit test)은종합적기호도(Y₂)의경 우 P-value가 0.147로 0.05보다높았고, 결정계수(R²)가 0.966 로서 1^에^가까우며, model ^값이 0.05^보다^낮아^설계^모형이^적 합한것으로나타났다. 아미노베이스(Y₁)에대한반응모형방정 식모델의적합성결여검증(lack of fit test)은 P-value가 0.004

로 0.05보다낮아설계모형이완전하지는않았으나, 결정계수

(R²)가 0.953으로서 1에가까우며, model 값이 0.05보다낮아 설계된모형이적절한것으로나타났다(Zhou and Regenstein,

2004). 일반적으로반응표면분석법으로산출한반응모형모델

식의결정계수(R²)는실험설계의적합성을나타내는중요한 지표로활용되며(Shishir et al., 2016), 적합성결여검증결과를 통해 P-value가 0.05보다크면실험모델이적합한것으로판단 한다(Isa et al., 2011).

Table 4. Response surface model equations for processing optimization of seasoning sauce for seasoned broughton's ribbed ark Scapharca broughtonii product

Dependent

variables Quadratic polynomial model

equations R² P-value

Y₁² 1032.7+50.5X₁¹+93.6X₂+39.1X₁X₂ 0.953 0.001 Y₂ 68.3+5.45X₂-5.93X₃-21.2X₁²-

14.0X₂²-16.8X₃² 0.966 0.000

Fig. 1. Three-dimensional response surface plots for processing optimization of seasoning sauce for seasoned broughton's ribbed ark Scapharca broughtonii product based on Y₁(Amino-N, mg/100 g) and Y₂(Overall acceptance, score). ¹X₁ (Concentrated oyster extract, %, w/w), X₂ (Amino-based seasoning powder, %, w/w), X₃ (Enzyme-treated stevia, %, w/w).

Soybean sauce (100%)

- Adding the additives [concentrated oyster extract 97.5% (w/w), amino-based seasoning powder 20.0% (w/w), Enzyme-treated stevia 0.94% (w/w)]

- Heating (120±5°C, 1 min) in an autoclave - Cooling (room temperature)

- Adding the other additives [crushed garlic 16.6% (w/w)]

Seasoning sauce Adding vegetable [finely chopped spring onion 3.8% (w/w), Cheongyang hot pepper 4.6% (w/w) and sauce 13.0% (w/w)]

- Mixing broughton's ribbed ark Scapharca broughtonii Seasoned broughton‘s ribbed ark Scapharca broughtonii product

01.68 0

X₁¹ X₂ 1,150

950 1,100 Y₁

X₁ X₃

0

0 1.68

-1.68

1,150 950 1,100 Y₁

X₂ X₃

0 -1.680

01.68 0

1,150 950 1,100 Y₁

-1.68

Y₂ 9.0

2.0 5.5

-1.68

X₁ X₂ X₁ X₃

Y₂ 9.0

2.0 5.5

01.68 -1.680

X₂ X₃

Y₂ 9.0

2.0 5.5

1.68

01.68 -1.680

1.68 -1.68 1.68 -1.68 1.68 -1.68

1.68 -1.68 0 1,150 1,100 950

1.68 -1.68 0 1,150 1,100 950 1.68

-1.68 0 9.0 5.5 2.0

1.68 -1.68 0 9.0 5.5 2.0

Table 5. Analysis of variance (ANOVA) for response of dependant variables for processing optimization of seasoning sauce for seasoned broughton's ribbed ark Scapharca broughtonii product Dependent

variables¹ Sources DF SS MS F-value P-value

Y₁¹

Model 9 173,751 19306 15.9 0.001 Linear 3 154,396 51465 42.3 0.000 Quadratic 3 5,512 1837 1.5 0.294 Cross-

product 3 13,843 4614 3.8 0.067

Residual 7 8,526 1218 - -

Lack of fit 5 8,514 1703 268.9 0.004

Pure error 2 13 6 - -

Total 16 182,277 - - -

Y₂

Model 9 7,584 873 51.4 0.000

Linear 3 899 300 17.6 0.001

Quadratic 3 6,800 2,267 133.5 0.000 Cross-