茶渣膳食纖維的酶法改性研究

林 孌，蔡英英

（泉州師范學(xué)院 化學(xué)與生命科學(xué)學(xué)院，福建 泉州 362000）

0 引言

膳食纖維（Dietary Fiber，DF）是指能抗人體小腸消化吸收，在人體大腸內(nèi)能部分或全部發(fā)酵的可食用植物性成分、碳水化合物及其相類似物質(zhì)的總和，包括多糖、寡糖、木質(zhì)素以及相關(guān)的植物物質(zhì)[1].按照溶解性分類，膳食纖維可分為水溶性膳食纖維（Soluble Dietary Fiber，SDF）和水不溶性膳食纖維（Insoluble Dietary Fiber，IDF）兩種.IDF 主要作用于腸道，使之產(chǎn)生蠕動(dòng)效果，促進(jìn)胃腸健康，對(duì)便秘、肥胖癥等有較好的治療效果；SDF 則更多發(fā)揮代謝功能，如控制血糖、降低血脂和血壓等.根據(jù)美國(guó)Leitz 等學(xué)者建議，膳食纖維組成中SDF含量達(dá)到10%以上才是高品質(zhì)膳食纖維，否則只能被稱作填充料型膳食纖維[2].

然而，許多天然存在的膳食纖維資源中SDF所占比例都很小，僅為3%～4%，遠(yuǎn)低于高品質(zhì)膳食纖維的要求.為此，近年來(lái)許多學(xué)者一直致力于膳食纖維改性研究，目的是使膳食纖維中大分子組分連接鍵斷裂，轉(zhuǎn)變成小分子成分，使部分不溶性成分轉(zhuǎn)變成可溶性成分，使致密空間網(wǎng)狀結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變?yōu)槭杷删W(wǎng)狀空間結(jié)構(gòu)，更好發(fā)揮膳食纖維的生理功能[3].

茶葉是國(guó)際公認(rèn)的健康飲品，具有抗氧化、抗癌、預(yù)防心腦血管疾病等多種藥理功能.我國(guó)是產(chǎn)茶大國(guó)，茶葉種植面積和產(chǎn)量均居世界第一.然而，每年大量修剪的粗老茶葉被廢棄，中、低檔茶出現(xiàn)不同程度的滯銷，茶飲料、茶多酚、茶多糖等茶加工企業(yè)每天產(chǎn)生大量的廢茶渣，而膳食纖維正是這些低值廢棄原料的主要組成成分.如何更好地利用這些原料提取膳食纖維，獲得具有廣闊應(yīng)用前景的新產(chǎn)品，已成為我國(guó)茶葉副產(chǎn)品的出路，對(duì)提高茶業(yè)經(jīng)濟(jì)價(jià)值，促進(jìn)我國(guó)茶業(yè)發(fā)展有重要意義.筆者利用茶渣為原料，探討纖維素酶法改性工藝，為獲得高品質(zhì)的膳食纖維提供一定的理論基礎(chǔ).

1 材料與方法

1.1 原料與試劑

茶葉：泉巖名茶，產(chǎn)于中國(guó)福建安溪；Celluclast 1.5 L（纖維素酶）700 EGU/g：諾維信（中國(guó)）生物技術(shù)有限公司.

茶渣制備：將茶葉按1∶30 的比例加入90 ℃的水中，浸泡15 min，提取茶葉可溶性固形物，過(guò)濾得茶渣，置于干燥箱中，以50 ℃干燥至恒質(zhì)量，粉碎至40 目備用[4].

1.2 儀器與設(shè)備

HH-4 型數(shù)顯恒溫水浴鍋：國(guó)華電器有限公司；GZX-9240MBE 型數(shù)顯鼓風(fēng)干燥箱：上海博訊實(shí)業(yè)有限公司醫(yī)療設(shè)備廠；FW100 型高速萬(wàn)能粉碎機(jī)：天津市泰斯特儀器有限公司；微機(jī)型臺(tái)式pH計(jì)（PHS 系列）：上海康儀儀器有限公司；VF204/214型Operating Manual（Vacuum filtration system）：北京桑翌科技發(fā)展有限公司.

1.3 試驗(yàn)方法

1.3.1 工藝流程

茶渣→取樣→加水勻漿→酶法去除淀粉和蛋白質(zhì)→添加纖維素酶→保溫酶解→滅酶（沸水浴10 min）→冷卻至60 ℃→加入4 倍上清液體積的95%乙醇（預(yù)熱至60 ℃）→室溫下沉淀24 h→離心過(guò)濾→50 ℃干燥至恒質(zhì)量→茶渣改性膳食纖維.

1.3.2 單因素試驗(yàn)

由于底物濃度與加酶量存在相互關(guān)系，本試驗(yàn)不考慮底物因素，水解約束條件中固液比為1∶25.稱取5 份樣品，每份1.5 g，分別研究加酶量（0.4%、1.2%、2%、2.8%、3.6%）、酶解溫度（30 ℃、40 ℃、50 ℃、60 ℃、70 ℃）、酶解時(shí)間（2 h、3 h、4 h、5 h、6 h）、pH 值（3、4、5、6、7）4 個(gè)主要因素對(duì)SDF 溶出量的影響.

1.3.3 二次回歸正交旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)[5]

根據(jù)單因素試驗(yàn)結(jié)果確定各個(gè)因素的水平范圍，以酶解溫度（X1）、加酶量（X2）、酶解時(shí)間（X3）為決策變量，以SDF 溶出量為目標(biāo)函數(shù)，各因子水平編碼見(jiàn)表1.

表1 因素水平編碼表

1.4 測(cè)定方法

1.4.1 SDF 溶出量的計(jì)算

式中：M1為樣品的質(zhì)量（g）；M2為樣品中能被4 倍95%乙醇沉淀的那部分膳食纖維的質(zhì)量（g）.

1.4.2 功能性質(zhì)分析

分別測(cè)定茶渣及改性膳食纖維的持水力[6]、膨脹力[6]、結(jié)合脂肪能力[7].

2 結(jié)果與分析

2.1 單因素試驗(yàn)

2.1.1 酶解溫度對(duì)茶渣SDF 溶出量的影響

在固液比1∶25、加酶量0.8%、酶解時(shí)間3 h、pH 值5 的條件下，分別在各個(gè)酶解溫度水平值下進(jìn)行水解，測(cè)得樣品SDF 溶出量如圖1 所示.

圖1 酶解溫度對(duì)SDF 溶出量的影響

由圖1 可見(jiàn)，茶渣中SDF 溶出量隨酶解溫度的升高呈先增加后減少的趨勢(shì)，當(dāng)溫度為50 ℃時(shí)SDF 溶出量上升較緩慢，高于60 ℃則SDF 溶出量明顯下降.綜合考慮，選擇酶解溫度為50 ℃.

2.1.2 pH 值對(duì)茶渣SDF 溶出量的影響

在固液比1∶25、加酶量0.8%、酶解時(shí)間3 h、酶解溫度為50 ℃的條件下，分別在各個(gè)pH 值水平值下進(jìn)行水解，測(cè)得樣品SDF 溶出量如圖2 所示.

圖2 pH 值對(duì)SDF 溶出量的影響

由圖2 可見(jiàn)，茶渣中SDF 溶出量隨pH 值升高呈先增加后減少的趨勢(shì)，當(dāng)pH 值為6 時(shí)，SDF 溶出量達(dá)到最大值.綜合考慮，選擇pH 值為6.

2.1.3 加酶量對(duì)茶渣SDF 溶出量的影響

在固液比1∶25、酶解溫度50 ℃、酶解時(shí)間3 h、pH 值6 的條件下，分別在各個(gè)加酶量水平值下進(jìn)行水解，測(cè)得樣品SDF 溶出量如圖3 所示.

圖3 加酶量對(duì)SDF 溶出量的影響

由圖3 可見(jiàn)，茶渣中SDF 溶出量隨加酶量的升高呈先增加后減少的趨勢(shì)，當(dāng)加酶量達(dá)到2.8%時(shí)，SDF 溶出量達(dá)到最大值.綜合考慮，選擇加酶量為2.8%.

2.1.4 酶解時(shí)間對(duì)茶渣SDF 溶出量的影響

在固液比1 ∶25、酶解溫度50 ℃、加酶量2.8%、pH 值6 的條件下，分別在各個(gè)酶解時(shí)間水平值下進(jìn)行水解，測(cè)得樣品SDF 溶出量如圖4 所示.

圖4 酶解時(shí)間對(duì)SDF 溶出量的影響

由圖4 可見(jiàn)，在酶解時(shí)間2～4 h，茶渣中SDF溶出量有較明顯的上升，4 h 后SDF 溶出量略有下降.綜合考慮，選擇酶解時(shí)間為4 h.

2.2 二次回歸正交旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)試驗(yàn)

2.2.1 回歸方程的建立與檢驗(yàn)

進(jìn)行二次回歸正交旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)試驗(yàn)，試驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2，方差分析結(jié)果見(jiàn)表3，回歸系數(shù)顯著性分析結(jié)果見(jiàn)表4.

表2 二次回歸正交旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)及試驗(yàn)結(jié)果

表3 方差分析

表4 回歸系數(shù)顯著性分析

采用DPS 數(shù)據(jù)處理系統(tǒng)[8]對(duì)表2 的試驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行分析，得到SDF 溶出量Y 與各因素之間的回歸方程為：

由表3 可知，該回歸方程的回歸項(xiàng)在α=0.01水平上極顯著，失擬項(xiàng)不顯著，模型可用.由表4可知，剔除α=0.05 顯著水平的不顯著系數(shù)項(xiàng)后，得到簡(jiǎn)化的回歸方程為:

表4 還表明，影響SDF 溶出量各因素的主次順序?yàn)椋杭用噶浚久附鉁囟龋久附鈺r(shí)間.其中，加酶量和酶解溫度的影響均達(dá)到極顯著水平，酶解時(shí)間的影響不顯著.考慮各因素間的交互作用，酶解溫度與加酶量存在交互作用，達(dá)到顯著水平，其余因素間交互作用不顯著.

2.2.2 單因子效應(yīng)與邊際效應(yīng)分析

將其他因子固定在零水平，描述單個(gè)因子變動(dòng)時(shí)對(duì)SDF 溶出量的影響，3 個(gè)因子的單因子效應(yīng)方程分別為：

根據(jù)以上方程，得到單因子效應(yīng)曲線（圖5）.由圖5 可見(jiàn)，SDF 溶出量隨酶解溫度的升高呈緩慢下降趨勢(shì)，SDF 溶出量隨加酶量的增加呈平緩狀態(tài)后逐漸上升；SDF 溶出量隨著酶解時(shí)間的增加，呈先上升后下降的趨勢(shì).

圖5 單因子效應(yīng)曲線

對(duì)單因子效應(yīng)方程求一階偏導(dǎo)數(shù)，得到單因子邊際效應(yīng)方程.單因子的邊際效應(yīng)反映SDF 溶出量隨各因素變化的速率.單因子邊際效應(yīng)方程分別為：

對(duì)邊際效應(yīng)方程作曲線可得到邊際效應(yīng)曲線（圖6）.從圖6 可以看出，酶解時(shí)間的斜率最大，表明隨酶解時(shí)間的變化，SDF 溶出量的變化速率最快，其次是加酶量，酶解溫度最慢.

圖6 邊際效應(yīng)曲線

2.2.3 交互效應(yīng)分析

酶解溫度與加酶量對(duì)SDF 溶出量的影響有交互作用，結(jié)果如圖7 所示.

圖7 SDF 溶出量隨X1、X2的變化趨勢(shì)

由圖7 可知，當(dāng)酶解時(shí)間為零水平時(shí)，加酶量X2在小于下水平（0.9%）的范圍內(nèi)，SDF 溶出量與酶解溫度X1有正相關(guān)交互作用，即隨著酶解溫度的增加，SDF 溶出量逐漸增加；若加酶量X2大于下水平（0.9%）時(shí)，SDF 溶出量與酶解溫度X1有負(fù)相關(guān)交互作用，即隨著酶解溫度的增加，SDF 溶出量呈下降趨勢(shì).當(dāng)酶解溫度為零水平時(shí)，加酶量與酶解時(shí)間交互作用不顯著；當(dāng)加酶量為零水平時(shí)，酶解溫度與酶解時(shí)間交互作用也不顯著.

2.2.4 最佳工藝條件的確定

采用DPS 數(shù)據(jù)處理系統(tǒng)[8]對(duì)試驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，得出最佳工藝條件為：固液比1∶25，加酶量2.8%，酶解溫度40 ℃，酶解時(shí)間200 min，pH 值6，在此條件下測(cè)得SDF 溶出量為9.17 g/100 g.

2.3 功能性質(zhì)測(cè)定

茶渣膳食纖維的功能性質(zhì)主要包括持水力、膨脹力、結(jié)合脂肪能力等，這些性質(zhì)是反映茶渣加工性能的關(guān)鍵指標(biāo).茶渣經(jīng)過(guò)改性處理后，纖維結(jié)構(gòu)變得疏松，大量極性和非極性基團(tuán)暴露出來(lái)，改善了茶渣與水、油的相互作用，從而提高了茶渣的持水力、膨脹力及結(jié)合脂肪能力.改性前后茶渣膳食纖維的功能性質(zhì)見(jiàn)表5.由表5 可知，改性后茶渣的持水力、膨脹力、結(jié)合脂肪能力相比改性前均上升，分別提高了105%、60%、128%.

表5 改性前后茶渣膳食纖維的功能性質(zhì)

3 結(jié)論

采用二次回歸正交旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)方案，建立SDF 溶出量與酶解溫度、加酶量、酶解時(shí)間的數(shù)學(xué)回歸模型：Y=7.217-0.206X1+0.332X2+0.142X2X2-0.200X3X3-0.184X1X2.該回歸模型與實(shí)際情況擬合，可以用來(lái)反映實(shí)際生產(chǎn)中各因素對(duì)SDF 溶出量的影響規(guī)律.

確定茶渣膳食纖維酶法改性的最佳工藝條件為：固液比為1∶25、加酶量為2.8%、酶解溫度為40℃、酶解時(shí)間為200min、pH值為6，此條件下SDF溶出量為9.17g/100g.同時(shí)測(cè)定了茶渣改性膳食纖維的功能性質(zhì)：持水力4.73g/g、膨脹力0.400mL/g、結(jié)合脂肪能力1.81g/g.

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