響應(yīng)面法優(yōu)化復(fù)合酶法制備人參膳食纖維

李彤昕，唐金鑫，由高飛，于雷，畢云楓

吉林農(nóng)業(yè)大學(xué)食品科學(xué)與工程學(xué)院（長春 130118）

人參屬于五加科人參屬多年生草本植物。在我國，人參歷來被譽(yù)為“百草之王”，是“滋陰補(bǔ)生，扶正固本”之極品，含多種皂苷和多糖類成分。人參的肉質(zhì)根為著名強(qiáng)壯滋補(bǔ)藥，適用于抗疲勞、提高腦攝氧能力、調(diào)整血壓、恢復(fù)心臟功能、神經(jīng)衰弱及身體虛弱等癥，也有祛痰、健胃、利尿、興奮等功效。雖然我國是人參產(chǎn)量大國，但同時(shí)也是人參產(chǎn)業(yè)弱國。我國的人參加工利用率很低，產(chǎn)品加工中一般只提取皂苷等少量成分，而將人參渣丟棄。人參渣是人參活性成分提取過程中伴隨產(chǎn)生的副產(chǎn)物，無副作用，而且其中還含有淀粉以及大量的膳食纖維等營養(yǎng)物質(zhì)。

膳食纖維根據(jù)其溶解性分為水不溶性膳食纖維（IDF）和水溶性膳食纖維（SDF）。膳食纖維具有降低血糖水平、調(diào)節(jié)血脂水平、調(diào)整腸道菌群、防治便秘和結(jié)腸癌等功能特性。膳食纖維也可作為功能性食品基料添加到食品中，以提高食品的營養(yǎng)價(jià)值，從而推動(dòng)功能性食品的發(fā)展[1-5]。纖維素酶是酶的一種，在分解纖維素時(shí)起生物催化作用，是可以將纖維素分解成寡糖或單糖的蛋白質(zhì)；半纖維素酶是一種能使構(gòu)成植物細(xì)胞膜的多糖類水解的酶類。纖維素酶在提高纖維素、半纖維素分解的同時(shí)，促進(jìn)植物細(xì)胞壁的溶解，使植物細(xì)胞內(nèi)溶物溶解出來，并能將不易消化的大分子多糖、蛋白質(zhì)和脂類降解成小分子物質(zhì)，有利于胃腸道的消化吸收[6-9]。此次試驗(yàn)以復(fù)合酶法制備人參渣膳食纖維，通過單因素試驗(yàn)和響應(yīng)面試驗(yàn)優(yōu)化提取工藝，以期提高原料的膳食纖維得率，對(duì)促進(jìn)人參殘?jiān)木C合利用具有重要意義[10-13]。

1 材料與方法

1.1 材料與試劑

人參殘?jiān)趾昃蒙锟萍加邢薰荆?；纖維素酶（活力50 U/mg，源葉生物科技有限公司）；半纖維素酶（活力20 000 U/g，源葉生物科技有限公司）；其他試劑均為分析純。

1.2 儀器與設(shè)備

高速萬能粉碎機(jī)（天津市泰斯特儀器有限公司）；DHG-9073BS-III電熱恒溫鼓風(fēng)干燥箱（上海新苗醫(yī)療器械制造有限公司）；KYC-100B空氣恒溫?fù)u床（上海新苗醫(yī)療器械制造有限公司）；H-2050R離心機(jī)（長沙湘儀離心機(jī)儀器有限公司）；LGJ-12冷凍干燥機(jī)（北京松源華興科技發(fā)展有限公司）。

1.3 方法

1.3.1 人參渣膳食纖維的制備

干燥人參渣→粉碎，過篩→按料液比1∶15（g/mL）加水→調(diào)pH至4.8，加入纖維素酶→放入50 ℃搖床1 h（180 r/min）→取出放涼→調(diào)pH至4.8，加入半纖維素酶→放入50 ℃搖床1 h（180 r/min）→取出離心（4 000 r/min，20 min）→85 ℃烘干稱重，得到的粉末即為不可溶性膳食纖維

1.3.2 單因素試驗(yàn)

準(zhǔn)確稱取一定量的人參渣，設(shè)計(jì)料液比（1∶15，1∶20，1∶25，1∶30和1∶35 g/mL）、纖維素酶和半纖維素酶的添加量（0.5%，1%，1.5%，2%和2.5%）、酶解時(shí)間（0.5，1，1.5，2和2.5 h）以及粒度（40，60，80，100和120目）的4個(gè)單因素試驗(yàn)，研究4個(gè)因素對(duì)人參不可溶膳食纖維提取率的影響，進(jìn)而確定因素以及水平范圍內(nèi)響應(yīng)面試驗(yàn)的設(shè)計(jì)。

1.3.3 單因素試驗(yàn)

在單因素試驗(yàn)結(jié)果的基礎(chǔ)上，以IDF提取率為主要指標(biāo)，選取料液比、加酶量、酶解時(shí)間和粒度為影響變量進(jìn)行響應(yīng)面試驗(yàn)。采用Design-Expert. V 8.0.6統(tǒng)計(jì)軟件，設(shè)計(jì)四因素三水平二次回歸方程，擬合各因素和總膳食纖維得率之間的函數(shù)關(guān)系[14]。試驗(yàn)因素水平見表1。

1.3.4 試驗(yàn)結(jié)果測定方法[15]

式中：m1為提取物中不可溶性膳食纖維質(zhì)量，g；m2為提取物中的總膳食纖維質(zhì)量，g。

2 結(jié)果與分析

2.1 單因素試驗(yàn)結(jié)果分析

2.1.1 料液比對(duì)IDF得率的影響

在不同料液比（1∶15，1∶20，1∶25，1∶30和1∶35 g/mL）、加酶量2%、酶解時(shí)間1 h、粒度40目的條件下，得到IDF并測定其含量，試驗(yàn)重復(fù)3次，研究不同料液比對(duì)人參渣IDF提取率的影響，結(jié)果如圖1所示。隨著料液比比例的增大，IDF提取率基本呈下降趨勢。當(dāng)料液比為1∶15（g/mL）時(shí)，IDF提取率達(dá)到峰值；當(dāng)料液比為1∶20～1∶35（g/mL）時(shí)，IDF提取率整體呈下降趨勢。這是由于酶濃度不變，隨著底物濃度的減小，反應(yīng)速率逐漸減小。綜上可知，IDF的提取率在1∶15（g/mL）時(shí)達(dá)到最高，隨后逐漸下降。

2.1.2 加酶量對(duì)IDF得率的影響

在不同加酶量（0.5%，1%，1.5%，2%和2.5%）、料液比1∶15（g/mL）、酶解時(shí)間1 h、粒度40目的條件下，得到IDF并測定其含量，試驗(yàn)重復(fù)3次，研究不同加酶量對(duì)人參渣IDF提取率的影響，結(jié)果如圖2所示。隨著加酶量的增加，IDF的提取率先升后降。當(dāng)加酶量為0.5%～1.5%時(shí)，IDF提取率不變；當(dāng)加酶量為1.5%～2%時(shí)，IDF提取率逐漸升高；當(dāng)加酶量為2%～2.5%時(shí)，IDF提取率逐漸下降。這是由于纖維素酶和半纖維素酶在初始階段對(duì)膳食纖維的含量有著限制作用，隨著酶用量的增加，樣品中纖維素與半纖維素的去除率增加，膳食纖維的提取率增高。但當(dāng)加酶量達(dá)到2%以后，纖維素酶與半纖維素酶的用量對(duì)于樣品已經(jīng)達(dá)到飽和作用，所以IDF提取率不升反降[16]。綜上可知，IDF的提取率在加酶量2%時(shí)達(dá)到最高，隨后逐漸下降。

圖1 料液比對(duì)IDF提取率的影響

圖2 加酶量對(duì)IDF提取率的影響

2.1.3 酶解時(shí)間對(duì)IDF得率的影響

在不同酶解時(shí)間（0.5，1，1.5，2和2.5 h）、料液比1∶15（g/mL）、加酶量2%、粒度40目的條件下，得到IDF并測定其含量，試驗(yàn)重復(fù)3次，研究不同酶解時(shí)間對(duì)人參渣IDF提取率的影響，結(jié)果如圖3所示。隨著酶解時(shí)間的增加，IDF的提取率呈下降趨勢。當(dāng)酶解時(shí)間為1 h時(shí)，IDF提取率達(dá)到峰值；當(dāng)酶解時(shí)間超過1 h時(shí)，IDF提取率整體呈降低趨勢。這是由于隨著酶解時(shí)間的延長，纖維素酶與半纖維素酶充分酶解底物，導(dǎo)致部分膳食纖維聚合度降低，所以造成提取含量降低。綜上可知，IDF的提取率在酶解時(shí)間1 h時(shí)達(dá)到最高，隨后呈下降趨勢。

2.1.4 粒度對(duì)IDF得率的影響

在不同粒度（40，60，80，100和120目）、料液比1∶15（g/mL）、加酶量2%、酶解時(shí)間1 h的條件下，得到IDF并測定其含量，試驗(yàn)重復(fù)3次，研究不同粒度對(duì)人參渣IDF提取率的影響，結(jié)果如圖4所示。隨著粒度的增加，IDF的提取率呈下降趨勢。當(dāng)粒度為40目時(shí)，IDF提取率達(dá)到峰值。因?yàn)樯攀忱w維的表面積大小和粒度直接相關(guān)，當(dāng)人參渣的粒度為40目時(shí)，由于粒度降低，表面積較大，其更容易被酶解，IDF的提取率也較高；而在其由40目變?yōu)?20目的過程中，IDF提取率顯著降低，這可能是在粉碎過程中破壞了膳食纖維的部分連接結(jié)構(gòu)，進(jìn)而影響了IDF的提取率。綜上可知，IDF的提取率在40目時(shí)達(dá)到最高，隨后逐漸下降。

圖3 酶解時(shí)間對(duì)IDF提取率的影響

圖4 粒度對(duì)IDF提取率的影響

2.2 響應(yīng)面法優(yōu)化試驗(yàn)結(jié)果分析

2.2.1 響應(yīng)面試驗(yàn)優(yōu)化設(shè)計(jì)及結(jié)果

采用Design-Expert. V 8.0.6統(tǒng)計(jì)軟件設(shè)計(jì)，試驗(yàn)結(jié)果見表1，回歸方差分析見表2。

采用Design-Expert. V 8.0.6統(tǒng)計(jì)軟件，對(duì)表1中的試驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行二次多項(xiàng)式回歸擬合，最終獲得二次項(xiàng)回歸方程：IDF提取率Y=+66.94+0.51A-0.72B+0.43C+1.30D-0.45AB-0.92AC+0.89AD-0.42BC+0.81BD+1.86CD-3.51A2-4.21B2-3.49C2-4.62D2。

回歸方程中各變量對(duì)響應(yīng)值影響的顯著性用F檢驗(yàn)來判定，概率p值越小，則響應(yīng)變量的顯著性就越高[17-19]。從表2可以看出，該模型效應(yīng)顯著（p＜0.05），不同處理間差異顯著。因變量與所考察的自變量之間線性關(guān)系顯著（R2=0.996 2），模型調(diào)整確定系數(shù)R2Adj=0.992 3，說明該模型可信度較高，擬合度較好。失擬項(xiàng)不顯著（p＞0.05），說明此次試驗(yàn)所得二次回歸方程能夠很好地對(duì)響應(yīng)值進(jìn)行預(yù)測。從方差分析結(jié)果可以看出，各因素對(duì)IDF提取率的影響力大小的順序?yàn)镈＞B＞A＞C，即粒度＞加酶量＞料液比＞酶解時(shí)間。

表1 Box-Behnken試驗(yàn)設(shè)計(jì)及結(jié)果

表2 響應(yīng)面試驗(yàn)回歸模型方差分析

2.2.2 響應(yīng)面分析

利用Design-Expert. V 8.0.6軟件進(jìn)行四元二次回歸擬合，得到回歸方程的響應(yīng)面等高線和曲面圖。結(jié)果如圖5所示。

圖5 兩因素交互作用對(duì)提取率影響的響應(yīng)面圖

響應(yīng)曲面反映了當(dāng)料液比、加酶量、酶解時(shí)間、粒度4個(gè)因素的任意兩個(gè)變量取零點(diǎn)水平時(shí)，其他2個(gè)因素的交互作用對(duì)不可溶性膳食纖維提取率的影響。曲面陡表明該因素對(duì)提取率的影響顯著，曲面平緩表明該因素對(duì)提取率的影響不顯著；等高線形狀反映兩因素交互作用的強(qiáng)弱，橢圓形表明交互作用強(qiáng)，圓形則表明交互作用弱；等高線密集表明對(duì)提取率影響較大，稀疏表明影響較小。

3 結(jié)論

經(jīng)過響應(yīng)面法優(yōu)化，得到復(fù)合酶法提取人參渣不可溶性膳食纖維酶法的優(yōu)化條件：料液比為1∶15（g/mL），加酶量2%，酶解時(shí)間1 h，粒度40目。在此條件下，不可溶性膳食纖維的提取率為67.57%。考慮到實(shí)際情況，在此條件下進(jìn)行檢驗(yàn)試驗(yàn)，重復(fù)3次，最后得到不可溶性膳食纖維提取率為67.15%，與模型理論預(yù)測值的偏差約為0.42%，與預(yù)測值較接近，說明該模型對(duì)試驗(yàn)擬合較好，即該響應(yīng)面回歸模型具有可行性，有一定的應(yīng)用價(jià)值。