裙帶菜功能低聚糖的制備工藝優(yōu)化

方 芳，李雅倩，周 全，陸星宇，萬 楚，高 潔

（廣西大學(xué) 輕工與食品工程學(xué)院，廣西 南寧 530003）

低聚糖（又名寡糖）是指由2～10個單糖（可以是同種或不同單糖）經(jīng)糖苷鍵連接而成的聚合物[1]，有直鏈和支鏈之分。因構(gòu)成低聚糖的單糖種類不同及其結(jié)合位點和方式的差異，低聚糖種類繁多，且不同結(jié)構(gòu)的低聚糖具有各種特殊功能[2]。功能性低聚糖在腸道中無法被分解，人體無法消化吸收，對腸道菌群具有益生作用[3-4]。

裙帶菜（Undaria pinnatifida），又稱“海芥菜”、“裙帶”，屬于褐藻門，褐子綱，海帶目，翅藻科，是一種生長于潮水下可食用和藥用的褐藻[5-7]。裙帶菜主要化學(xué)成分是多糖和蛋白質(zhì)，并含有色素、甾醇、揮發(fā)油、維生素、甘油酯、不飽和脂肪酸及鈉、鉀等礦物元素[8-10]。裙帶菜中含有大量多糖，其孢子葉中多糖含量高達52.52%[11]。多糖作為裙帶菜中活性成分之一，具有抗腫瘤、抗病毒、免疫調(diào)節(jié)、降血壓血脂等生物活性[12-13]。目前，對裙帶菜的研究主要集中在多糖及肽的活性方面[14-15]。COOPER R等[16]研究發(fā)現(xiàn)，裙帶菜褐藻多糖可抑制皰疹病毒；THOMPSON K D等[17]研究發(fā)現(xiàn)，裙帶菜褐藻多糖可阻止宿主細胞和病毒結(jié)合，具有抗病毒作用。而SATO M等[18]用酶水解裙帶菜后，得到的水解多肽能有效降低血壓。低聚糖的制備一般有兩種方法：①是天然原料提取[13]，缺點是得率低，難以保證產(chǎn)物的純度；②是多糖降解，從原料中提取多糖后，再用超聲波法、輻照改性法、氧化酸化法、酸酶結(jié)合法和酶法等降解多糖[14，19]。酶降解法可特異性地切斷糖苷鍵，得到均一產(chǎn)物，且不會破壞底物的有效功能基團和寡糖的自身結(jié)構(gòu)。與化學(xué)降解法和物理降解法相比，酶法反應(yīng)條件溫和、易控制，不需要加入大量的化學(xué)試劑，對環(huán)境污染少，降解速度快，是一種較為理想的降解方法[20]。

本研究采用酶解法制備裙帶菜功能低聚糖，以其得率及對副干酪乳桿菌（Lactobacillus paracasei）TYM201的增殖效果為考察指標，篩選出最適水解酶，并以低聚糖得率為響應(yīng)值，通過單因素試驗和響應(yīng)面試驗優(yōu)化低聚糖的制備工藝，以期為裙帶菜低聚糖的功能產(chǎn)品開發(fā)與利用奠定基礎(chǔ)。

1 材料與方法

1.1 材料與試劑

1.1.1 材料和菌株干裙帶菜：廣西北海市云南路水產(chǎn)市場；副干酪乳桿菌（Lactobacillus paracasei）TYM201：本實驗室保存。

1.1.2 化學(xué)試劑

葡萄糖、磷酸二氫鉀、檸檬酸三銨、乙酸鈉、硫酸鎂、硫酸錳（均為分析純）：西隴科學(xué)股份有限公司；吐溫80（化學(xué)純）、3,5-二硝基水楊酸（3,5-dinitrosalicylic acid，DNS）、酒石酸鉀鈉（均為分析純）：國藥集團化學(xué)試劑有限公司；果膠酶（酶活50 000 U/mL）、纖維素酶（酶活700 U/mL）、植物水解酶（酶活5 086 U/mL）：諾維信（中國）生物技術(shù)有限公司；蛋白胨（生化試劑）：南京全隆生物技術(shù)有限公司；牛肉膏（生化試劑）：杭州百思生物技術(shù)有限公司；酵母粉（生化試劑）：南京茂捷微生物科技有限公司。

1.1.3 培養(yǎng)基

MRS液體培養(yǎng)基：蛋白胨10 g、牛肉膏5 g、酵母粉4 g、葡萄糖20 g、磷酸二氫鉀2 g、檸檬酸三銨2 g、乙酸鈉5 g、硫酸鎂0.2 g、硫酸錳0.05 g、吐溫80 1 g、去離子水1 L。調(diào)pH值為6.2±0.2。121 ℃高壓滅菌15 min，備用。

1.2 儀器與設(shè)備

XT-A400多功能粉碎機：永康市紅太陽機電有限公司；HH-4數(shù)顯恒溫水浴鍋：上海博訊實業(yè)有限公司醫(yī)療設(shè)備廠；RE-52AA旋轉(zhuǎn)蒸發(fā)器：上海亞榮生化儀器廠；HJ-3恒溫磁力攪拌器：常州國華電器有限公司；TF-FF-1冷凍干燥機：上海田楓實業(yè)有限公司；pHS-3E pH計：上海雷磁儀器廠；InfiniteM200PRO酶標儀：奧地利Tecan Austria GmbH有限公司；3-18R離心機：湖南恒諾儀器設(shè)備有限公司。

1.3 方法

1.3.1 裙帶菜粗多糖的制備

干裙帶菜粉碎至粉末，100目過濾，按照料液比1∶20（g∶mL）加入去離子水提取，80 ℃恒溫水浴加熱，立式攪拌器400 r/min攪拌浸提5 h，120目濾布趁熱過濾，濾液在8 000 r/min離心15 min后，取上清液在真空（壓力0 Pa）、恒溫60 ℃條件下，以90 r/min的轉(zhuǎn)速將溶液旋蒸呈黏稠狀，冷卻至室溫后加入體積分數(shù)為95%乙醇，于4 ℃醇沉過夜。120目紗布過濾取沉淀，樣品在壓力1 Pa，溫度-60 ℃下冷凍干燥后得到裙帶菜粗多糖。

1.3.2 不同水解酶及其組合的篩選

稱取10 mg裙帶菜多糖粉末溶解于10 mL磷酸鹽緩沖液（pH 4.5）中，加入0.2%（V/V）的酶，50 ℃恒溫水浴酶解4 h后，沸水加熱5 min滅酶，冷卻，得裙帶菜多糖酶解液，測定酶解液中的低聚糖含量。分別用單酶∶果膠酶、纖維素酶、植物水解酶及混合酶∶果膠酶-纖維素酶（1∶1）、果膠酶-植物水解酶（1∶1）、纖維素酶-植物水解酶（1∶1）、果膠酶-纖維素酶-植物水解酶（1∶1∶1）酶解裙帶菜多糖，以低聚糖得率及低聚糖對副干酪乳桿菌TYM201增殖效果為評價指標，篩選出最佳的水解酶。

1.3.3 裙帶菜低聚糖對副干酪乳桿菌TYM201增殖效果的影響

將副干酪乳桿菌TYM201以5%（V/V）的接種量接種至MRS液體培養(yǎng)基，37 ℃靜置培養(yǎng)12 h，進行菌種活化。去除MRS培養(yǎng)基配方中的水和葡萄糖，加入上一步篩選出的酶所對應(yīng)的酶解液，配制低聚糖培養(yǎng)基。按MRS液體培養(yǎng)基配方，將碳源換成裙帶菜多糖和酶，配制多糖＋酶培養(yǎng)基。同時，無碳源的MRS液體培養(yǎng)基作為空白對照。分別將副干酪乳桿菌TYM201以5%（V/V）的接種量接種至低聚糖培養(yǎng)基、多糖＋酶培養(yǎng)基、空白對照培養(yǎng)基中，37 ℃培養(yǎng)24 h，每隔3 h測定波長600 nm處的吸光度值（OD600nm值），繪制在不同碳源條件下菌株的生長曲線，與空白對照培養(yǎng)基比較，得出對副干酪乳桿菌TYM201增殖效果最好的酶解液。

1.3.4 裙帶菜功能低聚糖制備工藝優(yōu)化

（1）單因素試驗

以裙帶菜低聚糖得率為評價指標，分別考察酶解pH（5.0、5.5、6.0、6.5、7.0）、酶解溫度（40 ℃、45 ℃、50 ℃、55 ℃、60 ℃）、酶解時間（1 h、2 h、3 h、4 h、5 h）、加酶量（0.1%、0.3%、0.5%、0.7%、0.9%，V/V）對酶解效果的影響。

（2）響應(yīng)面試驗

①Plackett-Burman試驗設(shè)計

在單因素試驗的基礎(chǔ)上，以裙帶菜低聚糖得率為響應(yīng)值，選取酶解pH（A）、酶解溫度（B）、酶解時間（C）、加酶量（D）4個因素為自變量，進行4因素2水平的Plackett-Burman（PB）試驗設(shè)計（變量個數(shù)N=12），每個因素取高（1）和低（-1）兩個水平，確定4個因素的影響因子大小。試驗設(shè)計因素與水平見表1。

表1 PB試驗設(shè)計因素與水平Table 1 Factors and levels of Plackett-Burman experiments design

②最陡爬坡試驗設(shè)計

根據(jù)PB試驗結(jié)果，選取對裙帶菜低聚糖得率影響顯著的3個因素酶解pH（A）、酶解溫度（B）、酶解時間（C），以試驗值的正負效應(yīng)確定爬坡方向，根據(jù)各因素效應(yīng)值確定最陡爬坡試驗的適當步長。以最陡爬坡實驗結(jié)果的最大響應(yīng)值作為下一步Box-Behnken試驗分析的中心點。

③Box-Behnken試驗設(shè)計

在前述PB設(shè)計試驗和最陡爬坡試驗結(jié)果基礎(chǔ)上，將最陡爬坡試驗得出的最高響應(yīng)值點作為中心點，固定加酶量為0.6%，以酶解pH（A）、酶解溫度（B）、酶解時間（C）3個因素作為自變量，低聚糖得率（Y）為響應(yīng)值，利用Design-Expert 11.1.0軟件進行3因素3水平的響應(yīng)面優(yōu)化試驗設(shè)計[21-23]。Box-Behnken試驗設(shè)計因素與水平見表2。

表2 Box-Behnken試驗設(shè)計因素與水平Table 2 Factors and levels of Box-Behnken experiments design

1.3.5 分析檢測

（1）生物量的測定

采用InfiniteM200PRO酶標儀測定波長600 nm處的吸光度值（OD600nm值）。

（2）低聚糖含量的測定

以低聚糖得率為評價指標評估酶解效果，低聚糖含量與還原糖含量呈正相關(guān)。采用DNS法測定還原糖含量[24-25]，低聚糖得率的計算公式如下：

式中：T為裙帶菜多糖酶解液的葡萄糖質(zhì)量濃度，mg/mL；T0為裙帶菜多糖溶液的葡萄糖質(zhì)量濃度，mg/mL；D為多糖溶液質(zhì)量濃度，mg/mL。

1.3.6 數(shù)據(jù)處理

每組試驗重復(fù)3次，試驗數(shù)據(jù)均以“平均值±標準差”表示。PB試驗設(shè)計、最陡爬坡試驗和Box-Behnken試驗設(shè)計均由Design-Expert 11.1.0軟件完成。通過Excel 2019進行數(shù)據(jù)處理，Design-Expert 11.1.0軟件及Minitab 19.2020.1軟件對數(shù)據(jù)進行單因素方差分析和t檢驗。當P＜0.05時判定為顯著差異，P＜0.01時判定為極顯著差異。

2 結(jié)果與分析

2.1 水解酶的篩選

2.1.1 不同水解酶及其組合對低聚糖得率的影響

不同水解酶及其組合酶解液中低聚糖得率結(jié)果見圖1。由圖1可知，混合酶的酶解效果整體優(yōu)于單酶的酶解效果。混合酶酶解裙帶菜多糖制備的低聚糖得率均＞9%，其中，組合酶果膠酶-纖維素酶（1∶1）的低聚糖得率最高為（13.89±0.509）%，其次為組合酶果膠酶-植物水解酶、果膠酶-纖維素酶-植物水解酶（1∶1∶1）、纖維素酶-植物水解酶（1∶1），低聚糖得率分別為（13.48±0.151）%、（12.82±0.225）%、（10.02±0.635）%；單酶酶解制備的低聚糖得率較低，說明不同水解酶之間結(jié)合對酶解效果有相互促進作用。為得到酶解效率高且酶解液對副干酪乳桿菌TYM201增殖效果好的酶，選擇果膠酶-纖維素酶（1∶1）、果膠酶-植物水解酶（1∶1）、纖維素酶-植物水解酶（1∶1）、果膠酶-纖維素酶-植物水解酶（1∶1∶1）進行下一步實驗。

圖1 不同酶及其組合的酶解液低聚糖得率Fig.1 Oligosaccharide yield of enzymatic hydrolysate of different enzymes and their combinations

2.1.2 不同組合酶酶解液對副干酪乳桿菌TYM201增殖作用的影響

由圖2a可知，在不同的培養(yǎng)基中，隨著培養(yǎng)時間的延長，OD600nm值均呈升高趨勢，當培養(yǎng)時間為24 h時，果膠酶-纖維素酶低聚糖培養(yǎng)基的OD600nm值最高，OD600nm值為0.182±0.006；多糖+果膠酶-纖維素酶培養(yǎng)基的OD600nm值為0.172±0.003；空白對照培養(yǎng)基的OD600nm值為0.141±0.005，且前兩者培養(yǎng)基均顯著高于空白培養(yǎng)基（P＜0.01）。結(jié)果表明，果膠酶-纖維素酶酶解后的溶液對副干酪乳桿菌TYM201增殖效果較好。由圖2b、圖2c、圖2d可知，當培養(yǎng)時間為24 h時，多糖＋酶溶液培養(yǎng)基的OD600nm值均高于酶解液低聚糖培養(yǎng)基，但酶本身會對菌的生長產(chǎn)生明顯影響[26]。綜合考慮，選擇果膠酶-纖維素酶作為本研究的實驗用酶。

圖2 不同酶組合的酶解液對副干酪乳桿菌TYM201增殖作用的影響Fig.2 Effect of enzymatic hydrolysate with different enzyme combinations on the proliferation effect of Lactobacillus paracasei TYM201

2.2 單因素試驗結(jié)果

2.2.1 酶解pH的確定

酶解pH對裙帶菜低聚糖得率的影響見圖3。由圖3可知，隨著酶解pH在5.0～6.0范圍內(nèi)的增加，裙帶菜低聚糖得率呈上升趨勢；當酶解pH為6.0時，低聚糖得率顯著提高（P＜0.05），達到最大值，為（11.31±0.28）%；酶解pH＞6.0之后，低聚糖得率隨之下降。其原因可能是，pH值過高或過低都會降低果膠-纖維素酶的酶活力，甚至使其失活[27]。因此，確定最適酶解pH值為6.0。

圖3 酶解pH對裙帶菜低聚糖得率的影響Fig.3 Effect of enzymolysis pH on the yield of Undaria pinnatifida oligosaccharides

2.2.2 酶解溫度的確定

酶解溫度對裙帶菜低聚糖得率的影響見圖4。由圖4可知，隨著酶解溫度在40～55 ℃范圍內(nèi)的增加，低聚糖得率逐漸增加；當酶解溫度為55 ℃時，低聚糖得率達到最大值，為（11.25±0.05）%；酶解溫度＞55 ℃之后，低聚糖得率下降。其原因可能是，溫度過高或過低都會使果膠-纖維素酶酶活力降低甚至失活[28]。因此，最適酶解溫度為55 ℃。

圖4 酶解溫度對裙帶菜低聚糖得率的影響Fig.4 Effect of enzymolysis temperature on the yield of Undaria pinnatifida oligosaccharides

2.2.3 酶解時間的確定

酶解時間對裙帶菜低聚糖得率的影響見圖5。由圖5可知，隨著酶解時間在1～3 h內(nèi)的延長，低聚糖得率逐漸增加；當酶解時間為3 h時，低聚糖得率達到最大值，為（12.13±0.34）%；酶解時間＞3 h之后，低聚糖得率呈下降趨勢。其原因可能是，隨著酶解反應(yīng)時間增加，酶的活力逐漸下降和部分低聚糖發(fā)生水解，造成得率下降[29-30]。因此，確定最適的酶解時間為3 h。

圖5 酶解時間對裙帶菜低聚糖得率的影響Fig.5 Effect of enzymolysis time on the yield of Undaria pinnatifida oligosaccharides

2.2.4 加酶量的確定

加酶量對裙帶菜低聚糖得率的影響見圖6。由圖6可知，隨著加酶量在0.1%～0.7%范圍內(nèi)的增加，裙帶菜低聚糖得率整體呈上升的趨勢，其原因可能是，纖維素酶是由多種水解酶組成的復(fù)雜酶系，此時酶處于過量狀態(tài)可以迅速酶解裙帶菜多糖[31]；當加酶量為0.7%時，低聚糖得率最高，為（11.29±0.19）%；加酶量＞0.7%之后，低聚糖得率下降，其原因可能是，在低底物質(zhì)量濃度情況下，酶分子過飽和，降低了酶解效率[29]，從而導(dǎo)致低聚糖得率下降。因此，確定最適的加酶量為0.7%。

圖6 加酶量對裙帶菜低聚糖得率的影響Fig.6 Effect of enzyme addition on the yield of Undaria pinnatifida oligosaccharides

2.3 裙帶菜低聚糖制備工藝優(yōu)化響應(yīng)面試驗分析

2.3.1 Plackett-Burman試驗結(jié)果

對影響低聚糖得率的酶解pH（A）、酶解溫度（B）、酶解時間（C）、加酶量（D）4個因素進行Plackett-Burman試驗設(shè)計，利用Design-Expert 11.1.0軟件及Minitab 19.2020.1軟件列出了12組PB試驗設(shè)計方案，以低聚糖得率為響應(yīng)值，試驗結(jié)果見表3，對PB試驗結(jié)果進行方差分析，結(jié)果見表4。

表3 裙帶菜低聚糖制備工藝優(yōu)化Plackett-Burman試驗設(shè)計及結(jié)果Table 3 Design and results of Plackett-Burman experiments for preparation process optimization of Undaria pinnatifida oligosaccharides

由表4可知，模型的決定系數(shù)R2=0.870 3，調(diào)整決定系數(shù)R2adj=0.796 2，說明存在87.03%的試驗數(shù)據(jù)可用該模型解釋。酶解時間表現(xiàn)為正效應(yīng)，加酶量、酶解溫度、酶解pH為負效應(yīng)。影響低聚糖得率的4個因素順序為A（酶解pH）、C（酶解時間）、B（酶解溫度）、D（加酶量），其中酶解pH（A）對低聚糖得率影響極顯著（P＜0.01）、酶解時間和酶解溫度對低聚糖得率影響顯著（P＜0.05），而加酶量影響不顯著（P＞0.05）。因此，選擇酶解pH、酶解溫度、酶解時間這3個主要影響因素進行裙帶菜功能低聚糖制備工藝優(yōu)化。

表4 Plackett-Burman試驗各因素水平、效應(yīng)值及顯著性分析Table 4 Level,effect value and significance analysis of each factor of Plackett-Burman experiments

2.3.2 最陡爬坡試驗

用Plackett-Burman試驗篩選出的對低聚糖得率影響顯著的3個因素設(shè)計最陡爬坡試驗設(shè)計，根據(jù)因素的正、負效應(yīng)確定最陡爬坡試驗的變化方向，參照因素效應(yīng)比例，確定變化步長，快速逼近最大響應(yīng)區(qū)域。最陡爬坡試試驗設(shè)計及結(jié)果見表5。

由表5可知，隨著酶解pH、酶解溫度和酶解時間的變化，低聚糖得率先增加后下降。當酶解pH、酶解溫度和酶解時間分別為5.7、52.5 ℃、210 min時，低聚糖得率最高，以試驗4的3個因子水平作為響應(yīng)面試驗的中心點，進行Box-Behnken試驗優(yōu)化。

表5 最陡爬坡試驗設(shè)計及結(jié)果Table 5 Design and results of the steepest climbing experiments

2.3.3 Box-Behnken試驗設(shè)計及結(jié)果

通過最陡爬坡試驗得到了影響響應(yīng)值的顯著因素較優(yōu)區(qū)域。固定加酶量為0.6%，以酶解pH（A）、酶解溫度（B）和酶解時間（C）3個顯著因素為自變量，以低聚糖得率為響應(yīng)值，進行裙帶菜低聚糖制備工藝優(yōu)化Box-Behnken試驗設(shè)計，Box-Behnken試驗結(jié)果見表6。響應(yīng)面模型構(gòu)建序貫分析見表7，方差分析結(jié)果見表8。

表6 裙帶菜低聚糖制備工藝優(yōu)化Box-Behnken試驗設(shè)計及結(jié)果Table 6 Design and results of Box-Behnken experiments for preparation process optimization of Undaria pinnatifida oligosaccharides

由表7可知，一階線性模型、二因素交互模型和二階模型均不顯著（P＞0.05），此三個模型的失擬項對結(jié)果極其顯著（P＜0.01），表明模型出現(xiàn)失誤的概率比較大，不宜用于數(shù)據(jù)擬合，因此需要選用更高階的模型[32]。三階模型F值=123.66，P值=0.008 0＜0.01，說明該三階模型達到了極顯著水平，且回歸方程的多項式的次數(shù)越高，模型的擬合度越好[33]，因此用三階模型對本試驗數(shù)據(jù)進行擬合。

表7 響應(yīng)面模型構(gòu)建的序貫分析Table 7 Sequential analysis of response surface model construction

利用Design-Expert 11.1.0軟件對表6的數(shù)據(jù)進行三階方程擬合分析，以低聚糖得率（Y）為響應(yīng)值，得到3個因素的三次多元回歸方程如下：

由表8可知，該三階模型與試驗擬合良好，能較好地反映酶解過程中3個因素與低聚糖得率（Y）之間的關(guān)系。模型的決定系數(shù)R2=0.998 7，調(diào)整決定系數(shù)R2adj=0.990 6，變異系數(shù)（coefficient of variation，CV）為0.763 41，說明在模型可以解釋響應(yīng)值（低聚糖得率）99.06%的變化，試驗誤差小，各因素與低聚糖得率之間有高度相關(guān)性，可對低聚糖得率進行準確預(yù)測及分析。由P值可知，一次項A、B，二次項A2、B2、交互項A2B對低聚糖得率的影響表現(xiàn)為極顯著（P＜0.01），反映了酶解pH和酶解溫度對低聚糖得率影響極顯著（P＜0.01），且一次項C，二次項C2，交互項AC、BC、AB2對低聚糖得率影響顯著（P＜0.05），其他項均不顯著（P＞0.05）。由F值可知，在影響裙帶菜低聚糖得率的3個關(guān)鍵因素中，對結(jié)果影響順序為B＞A＞C，即酶解溫度＞酶解pH＞酶解時間。

表8 回歸方程方差分析Table 8 Variance analysis of regression equation

2.3.4 不同因素之間交互作用分析

根據(jù)響應(yīng)面的坡度和等高線的形狀可以看出每個因素對低聚糖得率影響的強弱及因素間相互作用的顯著程度[34]。酶解pH、酶解溫度和酶解時間對低聚糖得率影響的響應(yīng)曲面及等高線見圖7。由圖7a可知，AB等高線平緩，說明兩者交互作用對低聚糖得率影響不顯著（P＞0.05）[35]；由圖7b、圖7c可知，AC和BC的等高線呈橢圓形，說明兩者交互作用對低聚糖得率影響較大，達到顯著效果（P＜0.05）[36]。

2.3.5 模型驗證

借助Design-Expert 11.1.0軟件對建立回歸模型并進行分析，得出裙帶菜功能低聚糖的最佳制備條件為酶解pH 5.925，酶解溫度51.045 ℃、酶解時間236.808 min，低聚糖得率的預(yù)測值為12.391%。綜合考慮實際操作情況，將裙帶菜功能低聚糖制備的工藝參數(shù)修正為：酶解pH 5.9，酶解溫度51 ℃，酶解時間237 min。在此最佳酶解條件下重復(fù)3次驗證試驗，得到裙帶菜功能低聚糖的得率實際值為12.43%，預(yù)測值與實際值基本吻合。表明該模型可靠，可以用于裙帶菜功能低聚糖制備工藝的預(yù)測。

3 結(jié)論

本研究以酶解法制備裙帶菜功能低聚糖，結(jié)果表明，果膠酶-纖維素酶（1∶1）酶解效果最好，通過單因素試驗及響應(yīng)面試驗，得到裙帶菜功能低聚糖制備的最佳工藝參數(shù)為：酶解pH 5.9、酶解溫度51 ℃、酶解時間237 min、加酶量0.6%。在此優(yōu)化工藝條件下，制備裙帶菜功能低聚糖的得率可以達到12.43%。該研究建立了酶解制備裙帶菜功能低聚糖的工藝條件，對裙帶菜功能低聚糖的研究與開發(fā)利用具有一定指導(dǎo)意義。