Évaluation de la fraîcheur chez huit espèces de poissons marins par mesure rapide
de la valeur K
David MILLY* 1, Patrice ARBAULT2
SUMMARY Fish freshness evaluation of eight marine species by rapid measurement of the K-value.
Fish freshness of eight marine species was evaluated by two different methods: the K-value measured by a colorimetric strip-test (Transia Fresh Tes- ter®) reflecting the ATP degradation (Adenosine triphosphate), and the sensory analysis assessed according to the EU scheme. The regression analysis sug- gests different linear and logarithmic models according to the fish species. The strongest correlations are obtained for tunas, mackerel, anchovy, black bream and sea bass (0,81 < r2< 0,93), and the weakest ones for sole (r2= 0,69) and hake (r2= 0,46). Models have been used to calculate the prediction interval at 95% of the freshness degree according to the K values.
Key-words: K value, rapid test, Fresh Tester®, freshness, fish.
RÉSUMÉ
La fraîcheur de la chair de huit espèces de poissons de mer est évaluée par deux méthodes : la mesure de la valeur K à partir du kit Transia Fresh Tester®
reflétant la dégradation de l’ATP (Adénosine triphosphate), et l’examen organo- leptique à partir des grilles de cotation officielles (tables communautaires). Les résultats issus des deux méthodes sont utilisés pour des analyses de régres- sion. Des modèles linéaires et logarithmiques sont proposés. Les plus fortes corrélations sont obtenues pour les thons, le maquereau, l’anchois, la dorade grise et le bar, les plus faibles pour le merlu (r2= 0,46) et la sole (r2= 0,69). Les modèles sont utilisés pour calculer les intervalles de prédiction à 95 % du degré de fraîcheur par les valeurs K.
Mots clés : valeur K, test rapide, Fresh Tester®, fraîcheur, poisson.
1. Institut des milieux aquatiques, Plateau de l’Atalaye, BP 89, 64202 Biarritz cedex, France.
2. Diffchamb, 8 rue Saint Jean de Dieu, 69007 Lyon, France.
Correspondance [email protected]
1 - INTRODUCTION
L’analyse organoleptique est la méthode d’évaluation de la fraîcheur la plus appliquée à ce jour. En criée, elle est effectuée selon la grille de cotation euro- péenne et peut être facilement mise en œuvre car elle ne nécessite pas d’instru- mentation particulière. Cependant elle présente des limites car elle met en jeu un faible nombre d’opérateurs expérimentés, souvent un seul, et reste subjective.
Afin de rendre l’évaluation de la fraîcheur des poissons plus sûre, la filière des pêches maritimes souhaite disposer d’un outil fiable, rapide et bon marché, pouvant être mis en œuvre dans les criées.
La mesure des produits de dégradation de l’ATP (Adénosine triphosphate) du muscle de poisson constitue une approche intéressante, car l’ensemble de ces produits évolue dès la mort de l’animal, ce qui permet de mesurer les effets de l’autolyse qui intervient avant le développement microbien. La dégradation de l’ATP met en jeu des réactions successives qui aboutissent à la formation d’Hypoxanthine (Hx) selon la séquence suivante :
Adénosine triphosphate (ATP) → Adénosine diphosphate (ADP) → Adéno- sine monophosphate (AMP) →Inosine monophosphate (IMP) → Inosine (HxR)
→Hypoxanthine (Hx).
D’après SAITOet al. (1959), la mesure de l’ensemble des produits de dégra- dation d’ATP permet le calcul de la valeur K, correspondant au rapport molaire de la somme des deux derniers produits de dégradation (HxR et Hx) sur la somme globale de tous les produits de dégradation, soit :
HxR +Hx K =
ATP + ADP + AMP + IMP + HxR + Hx
L’adénosine disparaissant très rapidement après la mort, KARUBE et al.
(1984) ont défini un rapport K simplifié (K1) comme indicateur de la fraîcheur de poissons : K1est égal au rapport de la somme des concentrations en HxR et Hx à la somme des concentrations en IMP, HxR et Hx.
De nombreuses méthodes ont été utilisées pour mesurer la valeur K mais la méthode chromatographique (HPLC) a été démontrée être la plus fiable (WATA- NABE, 1993). Elle est cependant réservée aux mesures en laboratoire et n’est pas adaptée à une utilisation routinière en criée. Des méthodes plus rapides uti- lisant la technologie enzymatique ont donné également de bons résultats (UDA et al., 1983) affichant de très fortes corrélations avec les mesures HPLC. Une méthode semi-quantitative rapide (temps de révélation compris entre 10 et 15 min) utilisant des bandelettes de papier sur lesquelles sont immobilisées des enzymes a été décrite par GILL(1992). La réaction enzymatique est couplée au changement de couleur d’un indicateur coloré. Un kit, le Transia Fresh Tester®, utilisant cette technologie enzymatique, est actuellement commercialisé par la société Diffchamb (Lyon, France). L’étude réalisée par MALLE et LE PEZENNEC (1992), sur trois espèces de poisson (merlan, saumon et maquereau), a confirmé l’étroite relation entre la valeur K, mesurée à l’aide du kit Transia Fresh Tester®, et l’indice de fraîcheur organoleptique évalué à partir du barème de cotation du règlement (CE) n° 103-76 (ANONYME, 1976).
Néanmoins, ce kit reste peu utilisé dans la filière européenne des produits de la mer essentiellement parce que la valeur K présente des cinétiques d’évolution fortement dépendantes de l’espèce de poisson. Les travaux de HATTULAet KIES- VAARA (1992) confirment ces différences : la valeur K égale à 50 est atteinte après deux jours de stockage sur lit de glace pour la brème blanche alors que cette même valeur est atteinte après 10 jours de stockage pour la truite de mer.
Chaque espèce doit donc être étudiée séparément afin d’établir la corrélation entre la valeur K mesurée et l’état de fraîcheur de la chair du poisson.
HENEHANet al. (1997) indiquent également que la valeur K peut être influen- cée par de nombreux facteurs tels que le mode et la saison de pêche, le sexe et l’âge du poisson.
Considérant l’intérêt de la valeur K pour l’évaluation de la fraîcheur lors des premiers jours de conservation et la rapidité de mise en œuvre du kit Transia Fresh Tester®, nous avons étudié la validité de ce test pour une application dans les halles à marée. La fraîcheur de poissons appartenant à huit espèces représentatives de la production des pêches maritimes du sud du golfe de Gas- cogne a été suivie à l’aide du kit Transia Fresh Tester® et d’un indice organo- leptique établi à partir des barèmes de cotation du règlement (CE) n° 2406/96 (ANONYME, 1996). La corrélation entre les deux méthodes a été évaluée et dis- cutée pour chaque espèce de poisson.
2 - MATÉRIELS ET MÉTHODES
2.1 Matériel biologique
Les mesures sont réalisées sur huit espèces différentes (thon blanc, thon rouge, maquereau, anchois, dorade grise, sole et merlu). Trente-six à 74 indivi- dus de chaque espèce sont prélevés en criée de Saint-Jean-de-Luz/Ciboure à une période correspondant à leur saison de pêche par la flottille de pêche côtière (tableau 1).
Au moment de leur prélèvement, les poissons ont un niveau de fraîcheur jugé équivalent à la catégorie Extra ou A (catégories de fraîcheur définies par l’annexe 1 du règlement CE n° 2406/96, ANONYME, 1996).
Dès le prélèvement en criée, les poissons sont recouverts d’un film étirable alimentaire et conservés dans un réfrigérateur à une température comprise entre + 3 et + 5 °C pendant une durée allant de 0 à 8 jours avant analyse. Le nombre de lectures par poisson a varié entre 1 et 5. Ce protocole a été adopté afin d’obtenir différents niveaux de fraîcheur en simulant les conditions de conservation rencontrées dans la filière.
2.2 Évaluation de l’état de fraîcheur
Trois opérateurs (juge 1, juge 2 et juge 3) analysent chaque poisson selon deux méthodes d’évaluation de la fraîcheur : estimation de la valeur K par le Transia Fresh Tester® et examen organoleptique. L’ensemble de ces manipula- tions est réalisé sur place à la criée de Saint-Jean-de-Luz/Ciboure.
Tableau 1
Caractéristiques des échantillons analysés pendant la campagne d’évaluation de l’état de fraîcheur à l’aide du kit Transia Fresh Tester®
Table 1
Specifications of the eight fish species analysed during the study
Poids Nombre Période
Espèces Présentation individuels d’analyses des
(g) réalisées analyses Dorade grise, Spondyliosoma cantharus entier 250 à 300 60 janvier
et juin Merlu commun, Merluccius merluccius vidé 300 à 800 74 novembre
à juin
Bar commun, Dicentrarchus labrax entier 300 à 900 60 février
à juin
Sole commune, Solea vulgaris vidé 150 à 250 59 janvier
à juin
Thon rouge, Thunnus Thynnus entier 3 500 à 6 000 38 juillet
à septembre
Thon blanc, Thunnus alalunga entier 3 000 à 8 000 38 août
à octobre Maquereau commun, Scomber scombrus entier 150 à 350 65 janvier
à mai Anchois commun, Engraulis encrasicolus entier 12 à 25 36 avril
à juin
2.2.1 Examen organoleptique
Le degré de fraîcheur est déterminé en utilisant les critères des barèmes de cotation de l’annexe 1 du règlement (CE) n° 2406/96 (ANONYME, 1996), c’est-à- dire la pigmentation, l’état du mucus, des yeux, des branchies et du péritoine pour les poissons présentés éviscérés, la consistance de la chair et l’odeur.
Afin d’obtenir une valeur allant de 0 à 3, le système de cotation du règlement CE n° 103/76 (ANONYME, 1976) est adopté. La moyenne des mesures des trois juges est prise comme le degré de fraîcheur (Y) du poisson analysé.
2.2.2 Détermination de la valeur K
La valeur K est déterminée par utilisation du kit Transia Fresh Tester® selon le mode opératoire indiqué par le fabricant. Un échantillon de chair, prélevé dans le dos du poisson, est broyé dans une solution tampon d’extraction.
Quelques gouttes de l’extrait filtré sont ensuite déposées sur une bandelette test comportant deux membranes où sont immobilisés les enzymes et les indi- cateurs colorés nécessaires. La lecture des bandelettes colorimétriques est réa- lisée par chacun des trois juges à l’aide du même abaque. À l’issue de chaque analyse, les trois valeurs K lues (comprises entre 5 et 90) sont notées.
2.3 Analyse statistique
Le test des signes (SCHERRER, 1984) est utilisé pour comparer les lectures de la valeur K réalisées par les trois juges.
Les variables degré de fraîcheur apprécié par examen (moyenne des trois juges, Y) et valeur K estimée par le kit sont utilisées pour une analyse de régres- sion de Y en X (moyenne des lectures réalisées par les trois juges). L’analyse de régression est réalisée pour chaque espèce. L’ajustement des données est effectué par un modèle linéaire (Y = AX + B) ou logarithmique (Y = A ln X + B) selon les espèces. La signification des régressions est testée par analyse de la variance. Les valeurs de la pente et de l’ordonnée à l’origine sont bornées par leur intervalle de confiance à 95 %.
Pour chacune des huit espèces, les intervalles de prédiction à 95 % (WON- NACOTT et WONNACOTT, 1991) du degré de fraîcheur sont calculés pour diffé- rentes valeurs de K. Pour chaque valeur K mesurée, les bornes de l’intervalle de prédiction obtenues définissent un intervalle de la valeur Y qui permet le classe- ment dans une ou plusieurs catégories de fraîcheur définies par le règlement communautaire : E (si 2,7 Y 3), A (si 2 Y 2,7), B (si 1 Y 2) et C (si Y = 1).
La validité des modèles de régression est vérifiée par l’examen des résidus.
Leur normalité est testée par la méthode du Khi-2. Le test de BROWNet FOR- SYTHE (1974) cités dans SCHERRER (1984) est utilisé pour tester l’hypothèse d’homogénéité de leur variance. L’indépendance des résidus est vérifiée à partir de l’examen graphique des résidus standardisés représentés en fonction de la prévision de Y. Tous les tests statistiques ont été réalisés à l’aide du logiciel Statistica® (Statsoft, Paris, France).
Tableau 2
Comparaison des lectures de la valeur K par le test des signes Table 2
Between-judge variation of the K-values
Juges Z Niveau p
1 / 2 0,07 0,94
1 / 3 1,30 0,19
2 / 3 0,75 0,45
Z : variable normale ; p : probabilité d’erreur Z: normal value; p: p-level
3 - RÉSULTATS
3.1 Comparaison des lectures de la valeur K
Les variables auxiliaires associées aux couples de notes prennent des valeurs inférieures à la valeur critique (z = 1,64) calculée au seuil α = 0,05 (tableau 2).
L’hypothèse d’égalité des distributions des notes attribuées par les trois juges est donc acceptée au seuil α = 0,05. Ces résultats amènent à conclure que les lectures sont semblables.
3.2 Analyses de régression
La figure 1 représente le degré de fraîcheur (Y) en fonction de la valeur K (X) pour chacune des huit espèces.
Les régressions sont toutes significatives (tableau 3). De fortes corrélations sont observées entre Y et X, ou ln X, pour le thon blanc, le thon rouge, le bar, le maquereau, l’anchois et la dorade grise (0,81 < r2 < 0,94). Les coefficients de détermination observés pour la sole et le merlu éviscérés sont plus faibles, res- pectivement 0,69 et 0,46. Les hypothèses de normalité des résidus et d’homo- généité de leur variance sont acceptées au seuil α = 0,05 pour chacun des ajustements proposés.
Tableau 3
Synthèse des régressions du degré de fraîcheur (Y) par la valeur K (X) Table 3
Regression analysis of the sensory assessment (Y) according to the K-value (X)
Espèces Signification de la Coefficient Coefficient
variance due au régresseur
Y = AX’ + B r2 F (1, n–2) p A ± IC B ± IC
Thon blanc 0,89 234,7 < 0,0001 – 0,059 ± 0,003 + 3,169 ± 0,088 (X’ = X)
Thon rouge 0,86 229,2 < 0,0001 – 0,059 ± 0,004 + 3,165 ± 0,108 (X’ = X)
Bar 0,82 263,2 < 0,0001 – 0,042 ± 0,003 + 3,319 ± 0,110
(X’ = X)
Maquereau 0,82 287,7 < 0,0001 – 1,322 ± 0,078 + 6,196 ± 0,261 (X’ = ln X)
Anchois 0,93 477,5 < 0,0001 – 0,906 ± 0,041 + 4,293 ± 0,126 (X’ = ln X)
Dorade grise 0,83 282,6 < 0,0001 – 0,948 ± 0,056 + 4,689 ± 0,175 (X’ = ln X)
Sole 0,69 126,7 < 0,0001 – 0,699 ± 0,062 + 3,802 ± 0,190
(X’ = ln X)
Merlu 0,46 61,1 < 0,0001 – 0,818 ± 0,105 + 4,317 ± 0,357
(X’ = ln X)
r2: coefficient de détermination, F : variable de Fisher, p : probabilité d’erreur, A : pente, B : ordonnée à l’origine, IC : intervalle de confiance à 95 %.
r2: determination coefficient, F: Fisher value, p: p-level, A: slope, B: intercept, IC: 95% confidence interval.
3.3 Prédiction de la fraîcheur à partir de la valeur K
Les classes de degré de fraîcheur (catégories de fraîcheur) couvertes par l’intervalle de prédiction pour chaque valeur K sont indiquées dans le tableau 4.
Les intervalles de prédiction du degré de fraîcheur à partir de valeurs de K cou- vrent de 1 à 3 catégories de fraîcheur pour le bar, les thons, le maquereau et l’anchois, de 2 à 3 pour la dorade grise et la sole et de 2 à 4 pour le merlu.
Figure 1
Représentation du degré de fraîcheur (Y) en fonction de la valeur K estimée par le Transia Fresh Tester® (X) et ajustement par un modèle linéaire ou logarithmique
Regression curves (linear or logarithmic models) of the freshness index (Y-axis) according to the K-value (X-axis) measured by the Transia Fresh Tester®
Les traits horizontaux représentés dans les colonnes du tableau 4 situent les valeurs K à partir desquelles la catégorie de fraîcheur E, A ou B n’est plus cou- verte par l’intervalle de prédiction. À titre d’exemple, la catégorie E n’est plus couverte si la valeur K est supérieure à 15 dans le cas du thon blanc.
Tableau 4
Catégories de fraîcheur déterminées à partir de la valeur de K, d’après l’intervalle de prédiction du degré de fraîcheur à 95% pour chacune des espèces étudiées
Table 4
Assessment of the freshness index based on the K-value measurement for the eight fish species (at 95% confidence interval)
Valeur Bar Thon Thon Maquereau Anchois Dorade Merlu Sole
K rouge blanc grise
5 E, A E, A EE, A E, A E, A, B E, A
10 E, A E, A E, A E, A E, A, B E, A, B E, A, B E, A, B
15 E, A E, A, B E, A, B E, A A, B E, A, B E, A, B, C A, B
20 E, A, B A, B A, B E, A, B A, B E, A, B E, A, B, C A, B
25 E, A, B A, B A, B A, B B, C A, B E, A, B, C A, B, C
30 E, A, B B, C B, C A, B B, C A, B, C A, B, C A, B, C
35 A, B B, C B, C A, B, C B, C A, B, C A, B, C B, C
40 A, B, C B, C B, C B, C B, C B, C A, B, C B, C
45 A, B, C B, C C B, C B, C B, C A, B, C B, C
50 B, C C C B, C B, C B, C A, B, C B, C
55 B, C C C B, C B, C B, C A, B, C B, C
60 B, C C C B, C B, C B, C A, B, C B, C
65 B, C C C B, C C B, C A, B, C B, C
70 B, C C C B, C C B, C B, C B, C
75 C C C B, C C B, C B, C B, C
80 C C C B, C C B, C B, C B, C
85 C C C B, C C B, C B, C B, C
90 C C C C C B, C B, C B, C
95 C C C C C B, C B, C B, C
100 C C C C C B, C B, C B, C
Les traits horizontaux représentés dans les colonnes situent les valeurs K à partir desquelles la caté- gorie de fraîcheur E, A ou B n’est plus couverte par l’intervalle de prédiction.
In the table, for each fish species, the bars represent the lower limits of the K-value range for the res- pective freshness index E, A and B.
Les intervalles de prédiction du degré de fraîcheur couvrent souvent plu- sieurs catégories de fraîcheur (tableau 4) sauf à partir d’un seuil pour lequel la borne supérieure de cet intervalle est inférieure à 1 (classement dans la catégo- rie C). Ces valeurs seuil sont respectivement de 40, 45, 70, 80 et 60 pour le thon blanc, le thon rouge, le bar, le maquereau et l’anchois. Cette valeur seuil n’a pu être distinctement établie pour les trois autres espèces (dorade grise, sole et merlu).
4 - DISCUSSION
Les écarts de lecture des bandelettes (strips) relevés au sein du jury (n = 3) sont compris entre 0 et 20 (1 cas) ; 94 % des écarts de lecture sont néanmoins inférieurs ou égaux à 10. Ces écarts sont liés à une perception légèrement diffé- rente des nuances de couleur par les opérateurs déjà signalée par HATTULAet WALLIN(1996). Cette perte de précision lors de la lecture des bandelettes pour- rait être diminuée par l’utilisation d’un lecteur automatique de couleur, appareil dont la conception est une voie d’amélioration de la méthode Transia Fresh Tester®.
Les résultats présentés permettent de regrouper les espèces étudiées en deux groupes selon le niveau de corrélation entre la valeur K et le degré de fraî- cheur. Le premier groupe est constitué des thons, du bar, du maquereau, de l’anchois et de la dorade grise pour lesquels de fortes corrélations sont obser- vées.
Le second regroupe les deux espèces présentées éviscérées, la sole et le merlu, pour lesquelles les coefficients de détermination sont plus faibles (res- pectivement 0,69 et 0,46), reflétant une dispersion plus importante des valeurs de K pour une valeur donnée de cotation organoleptique.
Dans le cas du merlu, la faible corrélation observée peut être due à un biais lors de l’échantillonnage du tissu analysé au Transia Fresh Tester®. Des diffé- rences de fermeté de chair, pouvant refléter une dégradation hétérogène des muscles, ont été en effet observées entre les parties antérieure et postérieure du corps. Les chairs situées près de la tête étaient systématiquement molles.
Les pressions subies par la chair, réputée fragile, notamment près de la tête, lors des manipulations survenant avant la mise sous criée (éviscération et prélè- vement des muscles situés sous la langue appelés localement kokotxs), peu- vent expliquer ces différences de fraîcheur. L’existence d’un gradient d’altération de la queue à la tête pourrait alors expliquer une part de la disper- sion observée des mesures de K pour un même degré de fraîcheur. Il serait donc nécessaire de quantifier le gradient de fraîcheur qui semble exister entre la tête et la queue chez des merlus éviscérés. Une telle étude pourrait permettre de définir une zone précise de référence pour le prélèvement de chair destinée à une mesure de la valeur K représentative de l’état de fraîcheur général du merlu éviscéré. Une seconde hypothèse est que la valeur K n’est pas un bon indicateur du degré de fraîcheur chez le merlu comme c’est le cas chez un autre gadidés, le cabillaud, Gadus morhua, (GILL, 1995).
Dans le cas de la sole, les résultats présentés montrent une dispersion importante des observations à partir de valeurs K voisines de 20 (figure 1). La faible corrélation que nous observons semble s’opposer à l’évolution linéaire en fonction du temps de la valeur K mesurée par HPLC chez cette espèce par VER- MAAT et LUTEN (1997). L’utilisation de grilles de cotation spécifiques aux espèces étudiées à la place des barèmes de cotation du règlement (CE) n° 2406/96 (ANONYME, 1996) établis par groupe (poissons blancs, poissons bleus) aurait permis une détermination plus précise du degré de fraîcheur, notamment dans le cas de la sole. En effet, pour cette espèce, l’application du barème relatif aux poissons blancs a posé des difficultés. Celles-ci concernent
l’appréciation de l’état des yeux, très petits chez cette espèce, des branchies (petites et recouvertes d’un mucus abondant) et des parois de la cavité viscé- rale (très réduite). Ces difficultés d’appréciation entraînent inévitablement des imprécisions lors de la détermination de la cotation organoleptique et pourraient expliquer une dispersion des observations.
Les fortes corrélations observées chez l’anchois et le maquereau (r2respec- tivement de 0,93 et 0,82) confirment l’intérêt de la valeur K pour l’évaluation de la fraîcheur de petits pélagiques mis en évidence par GONÇALVESet al. (1997).
EHIRAet UCHIYAMA (1986) indiquent que la valeur K égale à 20 est la limite communément admise au Japon pour définir une bonne qualité sashimi (thon cru). D’après les modèles proposés pour les thons, cette valeur K correspond au seuil à partir duquel la catégorie E n’est plus couverte par l’intervalle de pré- diction du degré de fraîcheur. Les résultats présentés pour les thons sont donc cohérents avec les observations des auteurs japonais.
MALLEet LE PEZENNEC(1992) observent un classement en catégorie C (degré de fraîcheur inférieur à 1) à partir d’une valeur K d’environ 80 chez des maque- reaux entiers. C’est également à partir de cette valeur de K que le modèle pro- posé pour le maquereau permet de prédire la catégorie C à 95 % (les bornes de l’intervalle de prédiction du degré de fraîcheur sont inférieures à 1).
SANTOROet al. (1996) obtiennent chez des daurades royales (Sparus aurata) un passage en catégorie C à des valeurs de K comprises entre 33 et 40.
D’après le modèle proposé pour la dorade grise, poisson de la même famille (Sparidés), la catégorie de fraîcheur C est couverte par l’intervalle de prédiction du degré de fraîcheur pour des valeurs K supérieures ou égales à 30. Mais le modèle ne permet pas de distinguer les catégories B et C même pour des valeurs K très élevées, pour lesquelles l’intervalle de prédiction couvre encore ces deux catégories.
POLIet al. (1996) proposent une valeur K limite égale à 40 pour le bar et la truite (Oncorhynchus mykiss) destinés à la consommation humaine. D’après le modèle proposé pour le bar, la catégorie de fraîcheur C est couverte par l’inter- valle de prédiction du degré de fraîcheur pour des valeurs K supérieures ou égales à 40. La catégorie C est donc probable à partir de ce seuil mais ce n’est qu’à partir d’une valeur K égale à 70 que le modèle permet de distinguer les catégories B et C à 95 %.
Les relations observées entre la valeur K mesurée au kit Transia Fresh Tes- ter® et le degré de fraîcheur apparaissent donc semblables aux observations faites par d’autres auteurs et donnent des perspectives encourageantes d’utili- sation du kit pour la détermination de la fraîcheur des poissons appartenant au premier groupe (r2> 0,8).
5 - CONCLUSION
Ce travail a permis de montrer que, dès maintenant, une utilisation du kit Transia Fresh Tester® sur les thons, le bar, l’anchois, le maquereau et la dorade grise est envisageable dans les criées, dont la plupart ne dispose pas du per-
sonnel qualifié et du temps nécessaires à une appréciation organoleptique objective de tous les lots de poissons. Les résultats obtenus soulignent égale- ment l’intérêt de valider la méthode Transia Fresh Tester pour chaque espèce de poisson lors de leur saison de pêche. Il est également important d’analyser un grand nombre d’individus afin de tenir compte des variations intrapopulation.
Ce kit pourrait s’avérer particulièrement utile pour l’évaluation de la fraîcheur de poissons dont l’aspect dégradé par l’engin de pêche (pressions, frotte- ments…) ou les manipulations à bord ne permet pas un examen organoleptique à partir des grilles de cotations usuelles.
REMERCIEMENTS
Nous remercions M. BATAILLE (Services vétérinaires, Ciboure, Pyrénées- Atlantiques), Melle LARRANGet M.BEC (Ima, Biarritz) pour leur participation à la collecte des données et l’ensemble du personnel de la criée de Saint-Jean-de- Luz – Ciboure pour sa collaboration.
Nos remerciements s’adressent également à M. FRISOU, Doctorant à l’Insti- tut national des sciences appliquées, et M.SAILLANT, Doctorant à l’Ifremer, pour leurs conseils en statistique.
Ce travail a été réalisé grâce à la fourniture des kits Transia Fresh Tester®
par la société Diffchamb (Lyon, Rhône-Alpes) et au soutien financier de l’Ofimer (convention 004/00/C).
Reçu le 22 février 2001, accepté le 11 juin 2001.
RÉFÉRENCES BIBLIOGRAPHIQUES
ANONYME, 1976. Règlement (CE) n° 103-76 du Conseil du 19/01/76 fixant des normes communes de commercialisation pour cer- tains produits frais ou réfrigérés.
ANONYME, 1996. Règlement (CE) n° 2406- 96 du Conseil du 26/11/96 fixant des normes communes de commercialisation pour cer- tains produits de la pêche. Journal officiel des Communautés européennes n° L334/6.
EHIRA S., UCHIYAMA H., 1986. Determina- tion of fish freshness using K value and com- ments on some other biochemical changes in relation to freshness. In: KRAMER D.E. and LISTON J.C. (eds.), Seafood Quality Determi-
nation, 185-207, Elsevier Science, Amster- dam.
GILL T., 1992. Biochemical and chemical indices of seafood quality. In: HUSS H.H., JAKOBSEN M., LISTON J.C. (eds.), Quality assurance in the fish industry, 377-388, Else- vier Science, Amsterdam.
GILL T., 1995. Autolytic changes. In: HUSS H.H. (ed.), Quality and quality changes in fresh fish, 39-50, Food and Agriculture Orga- nisation, Rome.
GONÇALVES A., PEREIRA T., BETTEN- COURT F., MENDES R., NUNES M.L.,
QUINTA R., 1997. Nucleotide degradation as an indicator of fish freshness in groundfish and small pelagic fish species. In: Procee- dings of the final meeting of the concerted action “Evaluation of Fish Freshness”, Nantes, 12-14 novembre 1997, 273-279, International Institute of Refrigeration, Paris.
HATTULA T., KIESVAARA M., 1992. Patterns of adenosine triphosphate catabolism as fre- shness indicators in fish species from the Baltic Sea. J. Sci. Food Agric., 58, 485-488.
HATTULA M.T., WALLIN H.C., 1996. Rapid method based on ATP catabolites for evalua- ting the freshness of Baltic Herring: Interlabo- ratory study. J. AOAC Int., 79, 703-706.
HENEHAN G., PROCTOR M., ABU-GHAN- NAM N., WILLS C., McLOUGHLIN J.V., 1997.
Adenine nucleotides and their metabolites as determinants of fish freshness. In: Procee- dings of the final meeting of the concerted action “Evaluation of Fish Freshness”, Nantes, 12-14 novembre 1997, 266-273, International Institute of Refrigeration, Paris.
KARUBE I., MATSUOKA H., SUZUKI S., WATANABE E., TOYAMA K., 1984. Determi- nation of fish freshness with an enzyme sen- sor system. J. Agric. Food Chem., 32, 314-319.
MALLE P., LE PEZENNEC I., 1992. Rapid determination of fish freshness by evaluation of ATP degradation reflected in K value. Sci.
Aliments, 12, 257-269.
POLI B.M., GERI G., MASCINI M., PARISI G., MECATTI M., GUIDOTTI P., 1996. Estimate
of a post mortem loss of fish freshness with a biosensor system in rainbow trout (Onco- rhyncus mykiss) and sea bass (Dicentrarchus labrax) at different storage temperatures. In:
Refrigeration and Aquaculture, 357-362, International Institute of Refrigeration, Paris.
SAITO T., ARAI K., MATSUYOSHI M., 1959.
A new method for estimating the freshness of fish. Bull. Jpn. Soc. Sci. Fish, 25, 749-750.
SANTORO D.A., ANTONIETTA SARLI T., SEBASTIO P., SEBASTIO C., CONTIN T., 1996. Definitzione dello stato di freshezza di Sparus auratus (orata) mediante Fresh Tester.
Il Pesce, 3, 77-79.
SCHERRER B., 1984. Biostatistique. Morin G., Boucherville, Canada.
UDA F., HAYASHI E., UCHIYAMA H., KAKUDA K., 1983. Colorimetric method for measuring K value, an index for evaluating freshness of fish. Bull. Tokai Reg. Fish. Res.
Lab., 111, 55-62.
VERMAAT R., LUTEN J.B., 1997. K-value, a freshness indicator for different fish species.
Final meeting of the concerted action “Eva- luation of Fish Freshness”, Nantes, 12-14 novembre 1997.
WATANABE E., 1993. Measuring and controlling seafood quality in Japan. In: SYL- VIA G., SHRIV A., MORISSE M. (eds.), Quality control and quality assurance for sea food, 125-132, The Pacific Northwest Seafood Association, Newport.
WONNACOTT T.H., WONNACOTT R.J., 1991. Statistique. Economica, Paris.
