響應面法優化微孔淀粉制備工藝

周 瓊，王浩東，張 博，陳宗道*

(1.西南大學食品科學學院，重慶 400716；2.安康學院化學化工系，陜西 安康 725000)

響應面法優化微孔淀粉制備工藝

周 瓊1,2，王浩東2，張 博2，陳宗道1,*

(1.西南大學食品科學學院，重慶 400716；2.安康學院化學化工系，陜西 安康 725000)

通過單因素、部分因子、Box-Behnken試驗，確定最佳制備微孔淀粉的工藝參數。結果表明：反應溫度51.92℃、反應時間13.15h、淀粉乳體積分數14.24%、酶用量4.20%、酶配比(m糖化酶:m淀粉酶)4:1、pH4.4為最佳工藝參數，此時微孔淀粉的吸水率156.01%。

淀粉；微孔淀粉；響應面法

淀粉是一種資源豐富、價廉、易得、應用廣泛的可再生原材料。隨著科學技術的進步，原淀粉因其結構和性能的缺陷大大限制了其應用范圍，不能滿足工業新技術的要求。因此，具有特殊應用性能的變性淀粉越來越受到人們的重視。微孔淀粉(microporous starch)是指具有生淀粉酶活力的酶在低于淀粉糊化溫度下作用于生淀粉而形成的一種蜂窩狀多孔性淀粉載體，因加工過程不使用化學試劑、安全、無毒、使用劑量不受限制等，而被用作高附加值物質如藥劑、香料、色素、生物活性物質等的微膠囊包埋囊材和吸附載體。因此，微孔淀粉被認為是一種非常有發展潛力、新功能性材料，已成為國際淀粉領域的研究熱點，目前產品在國內外有部分廠家投產[1-3]。但是在微孔淀粉的工業化生產過程中，其工藝參數仍然有待深入研究，另外微孔淀粉分散性差也是企業發展的瓶頸問題，本研究通過分析軟件對數據的處理以期提供更科學的理論數據。

1 材料與方法

1.1 材料、試劑與儀器

玉米淀粉(食品級) 市售；糖化酶(活力單位50000U)、淀粉酶(活力單位2000U) 無錫賽德生物有限公司；pH5-25型酸度計 上海精科雷磁儀器廠；85-2控溫磁力攪拌器 江蘇金壇華峰儀器有限公司。

1.2 方法

1.2.1 酶活力測定

采用GB 8276—2002《糖化酶活力測定》方法。

1.2.2 吸水率的測定[4]

精確稱取樣品5.00g于100mL燒杯中，恒溫下與100mL水混合攪拌30min，轉入布氏漏斗中，用循環水真空泵抽濾，直至無水滴下，根據樣品吸水前后的質量差計算吸水率。

1.2.3 實驗設計

1.2.3.1 單因素試驗

用玉米生淀粉做原料生產微孔淀粉，分別考察淀粉乳體積分數、p H值、反應時間、反應溫度、酶用量、酶配比(m淀粉酶:m糖化酶)等因素對水解率、吸水率的影響。

1.2.3.2 部分因子試驗

本研究選擇26-2部分因子試驗設計來優化制備微孔淀粉的工藝參數，為了進行方差分析，在因子中心點處增加4次重復，共需要20次試驗[5-6]。其因素與水平見表1。

表1 部分因子試驗因素與水平Table1 Factors and levels of partial-factor design

1.2.3.3 Box-Behnken試驗

通過部分因子試驗確定有顯著影響的因素進行Box-Behnken試驗[7]。

2 結果與分析

2.1 單因素試驗

2.1.1 反應溫度的影響

圖1 反應溫度對吸水率的影響Fig.1 Effect of reaction temperature on water-absorbing capacity of porous starch

選取反應溫度40、45、50、55、60℃，其余條件固定[淀粉乳體積分數15%、反應時間10h、酶用量3%、酶配比1:3(m/m)、pH4.4]。從圖1可以看出，溫度小于50℃時，隨著溫度的升高吸水率不斷增加，到達50℃后，吸水率逐漸下降。主要原因是，在一定范圍內隨著溫度的升高，酶活性逐漸增大，超過50℃抑制了酶的活性，因而致孔性隨之下降，吸水率下降。

2.1.2 pH值的影響

選取pH4.0、4.4、4.8、5.2、5.6，其余條件固定[淀粉乳體積分數15%、反應時間10h、酶用量3%、酶配比1:3(m/m)、反應溫度50℃]。從圖2可以看出，pH4.0～4.8范圍酶活性較好。在pH4.8時活性最高，因而致孔效果最好。

圖2 pH值對吸水率的影響Fig.2 Effect of reaction pH on water-absorbing capacity of porous starch

2.1.3 反應時間的影響

圖3 反應時間對吸水率的影響Fig.3 Effect of reaction time on water-absorbing capacity of porous starch

選取反應時間8、12、16、20、24h，其余條件固定[淀粉乳體積分數15%、反應溫度45℃、酶用量3%、酶配比1:4(m/m)、pH4.4]。從圖3可以看出，8～16h范圍內，吸水率較高，隨著反應時間的延長，微孔淀粉出現坍塌現象，因而吸水率下降。

2.1.4 淀粉乳體積分數的影響

圖4 淀粉乳體積分數對吸水率的影響Fig.4 Effect of starch concentration on water-absorbing capacity of porous starch

選取淀粉乳體積分數10%、15%、20%、25%、30%，其余條件固定[反應溫度45℃、酶用量3%、酶

配比1:4(m/m)、pH4.4、反應時間10h]。從圖4可以看出，10%～20%范圍內，吸水率較高，隨著淀粉乳體積分數的增加，酶濃度相對下降，致孔率下降，因而吸水率下降。

2.1.5 酶用量的影響

選取酶用量1%、2%、3%、4%、5%，其余條件固定[淀粉乳體積分數15%、反應溫度45℃、酶配比1:4(m/m)、pH4.4、反應時間10h]。從圖5可以看出，3%～5%范圍內，吸水率較高，隨著酶用量的增加，微孔淀粉出現坍塌現象，因而吸水率下降。

圖5 酶用量對吸水率的影響Fig.5 Effect of amylase amount on water-absorbing capacity of porous starch

2.1.6 酶配比的影響

選取酶配比(m淀粉酶:m糖化酶)1:1、1:2、1:3、1:4、1:5，其余條件固定(淀粉乳體積分數15%、反應溫度45℃、酶用量3%、pH4.4、反應時間10h)。兩種酶在一定比例共同作用下，致孔效果達到較佳。從圖5可以看出，1:3～1:5范圍內，吸水率較高。

圖6 酶配比對吸水率的影響Fig.6 Effect of glucoamylase-amylase ratio on water-absorbing capacity of porous starch

2.2 部分因子試驗

部分因子試驗在不丟掉主要信息的前提下，能大大減少試驗次數，估計因子及部分交互作用[8-9]。在單因素基礎上根據表1進行部分因子試驗，結果和回歸分析見表2、3。

由部分因子試驗回歸分析結果表3可以看出反應溫度(A)、反應時間(B)、淀粉乳體積分數(C)、酶用量(E)對吸水率有顯著性影響，而pH值(D)、酶配比(F)對吸水率的影響不顯著，反應溫度與反應時間、反應溫度與淀粉乳體積分數之間有交互作用。由回歸分析結果可得真實值的二次擬合線性回歸方程：

Y=0.80＋0.11A＋0.038B－0.083C＋0.016D＋0.039E＋0.022F－0.053AB＋0.059AC－0.01AE－0.026BD＋0.014BF

表2 部分因子試驗設計和結果Table2 Experimental design and results of partial-factor experiments

表3 部分因子試驗回歸分析結果Table3 Result analysis of partial-factor experiments

表4 部分因子試驗組與中心點實驗數據t檢驗Table4 t-test of partial-factor and central point experimental results

對方程進行方差分析，F=10.9591，P=0.0078，說明模型在概率α=0.01水平上足夠擬合試驗數據。對試驗組數據平均值與中心點試驗數據進行t檢驗，t統計計量檢驗(表4)結果表明：在方差相等和方差不等的條件下，中心試驗點和部分因子試驗平均值差異顯著，說明試驗的最優點在當前的設計范圍之內[10]，因此下一步采用Box-Behnken法進行響應面優化試驗。

2.3 Box-Behnken試驗

表5 Box-Behnken試驗設計及結果Table5 Design and results of Box-Behnken experiments

因pH值、酶配比對吸水率的影響不顯著，因而響應面過程中其固定值分別為4.6、1:4。根據Box-Behnken中心設計原理[11-12]，設計了四因素三水平的響應面分析。零點試驗進行5次，以估計誤差。試驗設計及結果見表5。將所得的試驗數據用Design Expert 7.13軟件進行多元回歸擬合，得到以吸水率為目標函數的二次回歸編碼方程：

Y=2.03＋0.10A＋0.11B－0.049C+0.054D－0.085AB＋0.030AC－0.053BD＋0.038CD－0.096A2－0.11B2－0.1C2－0.079D2

表6 Box-Behnken回歸方程的方差分析Table6 Variance analysis of regression equation for Box-Behnken experiments

由表6可知，模型非常顯著(P＜0.0001)，模型失擬項P值為0.6863，即模型失擬項不顯著，模型選擇合適[13-14]。其中，一次項反應時間、反應溫度、淀粉乳體積分數、酶用量，交互項反應溫度與反應時間對吸水率有極顯著影響。

2.4 模型驗證實驗

根據Box-Behnken試驗所得結果和二次多項回歸方程，利用Design Expert軟獲得吸水率最高時的各個因素的最佳條件為反應溫度51.92℃、反應時間13.15h、淀粉乳體積分數14.24%、酶用量4.20%、酶配比(m糖化酶: m淀粉酶)4:1、pH4.4，吸水率為156.01%。為了檢驗模型預測的準確性，在最佳條件下制備微孔淀粉，做3組平行實驗所得結果分別為151.48%、153.70%和154.78%，可見該模型能較好地預測實際酶解情況。

3 結 論

通過單因素試驗，確定工藝參數的最佳范圍，通過部分因子試驗選取對吸水率有顯著影響的四因素三水

平進行Box-Behnken試驗，結果顯示模型選擇合理，結果表明：反應溫度51.92℃、反應時間13.15h、淀粉乳體積分數14.24%、酶用量4.20%、酶配比(m糖化酶:m淀粉酶) 4:1、pH4.4為最佳工藝參數，此時微孔淀粉吸水率為156.01%。

[1]周瓊, 張濤, 劉雄, 等. 木薯微孔淀粉制備技術的研究[J]. 食品工業科技, 2005, 26(10): 127-129.

[2]姚衛蓉, 姚惠源. 多孔淀粉的研究[J]. 中國糧油學報, 2001, 16(1): 36-38.

[3]HAUBER R J, BEMILLER J N, FANNON J E. Swelling and reactivity of maize starch granules[J]. Starch-Starke, 1992, 44(9): 323-327.

[4]周瓊, 劉雄, 周才瓊, 等. 交聯微孔淀粉制備技術的研究[J]. 食品與發酵工業, 2004, 30(2): 138-141.

[5]劉軍海, 黃寶旭, 蔣德超. 響應面分析法優化艾葉多糖提取工藝研究[J]. 食品科學, 2009, 30(2): 114-118.

[6]孔勤. 丁酸梭菌培養與發酵動力學以及調節腹瀉小鼠腸道菌群平衡的研究[D]. 杭州: 浙江大學, 2006.

[7]AGHAIE E, PAZOUKI M, HOSSEINIA M R, et al. Response surface methodology (RSM) analysis of organic acid production for Kaolin beneficiation by Aspergillus niger[J]. Chemical Engineering Journal, 2009, 147(2/3): 245-251.

[8]楊德. 試驗設計與分析[M]. 北京: 中國農業出版社, 2002: 256-274.

[9]吳有煒. 試驗設計與數據處理[M]. 蘇州: 蘇州大學出版社, 2002: 115-154.

[10]許煥衛. 穩健設計建模及優化方法的研究[D]. 大連: 大連理工大學, 2009.

[11]JOSHI S, YADAV S, DESAI A J. Application of response-surface methodology to evaluate the optimum medium components for the enhanced production of lichenysin by Bacillus licheniformis R2[J]. Biochemical Engineering Journal, 2008, 41(2): 122-127.

[12]DWEVEDI A, KAYASTHA A M. Optimal immobilization of β-galactosidase from Pea (PsBGAL) onto Sephadex and chitosan beads using response surface methodology and its applications[J]. Bioresource Technology, 2009, 100(10): 2667-2675.

[13]RANGONESE R, MACKA M, HUGHES J, et al. The use of Box-Behnken expermental design in the optimisation and robustness testing of a capillary electrophoresis method for the analysis of ethambutol hydrochloride in a pharmaceutical formulation[J]. Journal of Pharmaceutical and Biomedical Analysis, 2006, 27(6): 995-1007.

[14]周瓊, 劉曉東, 楊媛媛. 響應面法優化高取代度黃姜醋酸酯淀粉的制備[J]. 食品工業, 2010(2): 34-36.

Optimization of Porous Starch by Response Surface Methodology

ZHOU Qiong1,2，WANG Hao-dong2，ZHANG Bo2，CHEN Zong-dao1,*
(1. College of Food Science, Southwest University, Chongqing 400716, China；2. Department of Chemistry and Engineering, Ankang University, Ankang 725000, China)

The preparation parameters of porous starch were optimized by single-factor, partial-factor and response surface experiments. Results indicated that the optimal preparation parameters were reaction temperature of 51.92 ℃, reaction time of 13.15 h, enzyme addition amount of 4.20%, starch concentration (V/V) 14.24%, reaction pH of 4.4 and glucoamylase-amylase ratio of 4:1. Under these optimal conditions, the water-absorbing capacity of porous starch was 156.01%.

starch；porous starch；response surface methodology

TS236.9

A

1002-6630(2010)22-0216-05

2010-06-23

周瓊(1971—)，女，講師，博士研究生，研究方向為食品化學與營養學。E-mail：kanqiongtao@163.com

*通信作者：陳宗道(1940—)，男，教授，碩士，研究方向為食品生物技術。E-mail：chenzd@swu.edu.cn