二次通用旋轉組合設計優化紅芪總多糖與皂苷的酶解提取工藝

魏舒暢， 陳方圓， 閆治攀， 金 輝， 王繼龍（甘肅中醫學院， 甘肅 蘭州 730000）

二次通用旋轉組合設計優化紅芪總多糖與皂苷的酶解提取工藝

魏舒暢， 陳方圓， 閆治攀， 金 輝， 王繼龍（甘肅中醫學院， 甘肅 蘭州 730000）

目的 采用二次通用旋轉組合設計優化酶解提取紅芪總多糖與皂苷的工藝。方法 在均勻設計及單因素試驗的基礎上，選定生物酶用量、酶解時間、提取時間和加水倍量為試驗因素，以紅芪總多糖、總皂苷提取率為指標，采用二次通用旋轉組合設計對紅芪酶解提取工藝進行優化。結果 優化所得紅芪酶解提取的最佳工藝條件為酶用量280 mg， 酶解時間 90 min， 加水量 21 倍， 提取時間 180 m in， 在此條件下， 紅芪總多糖得率為 9.58‰， 總皂苷得率為4.20‰。 結論 優化所得紅芪酶解提取工藝穩定可行。

紅芪；總多糖；總皂苷；酶解提取；二次通用旋轉組合設計

紅芪為豆科植物多序巖黃芪 Hedysarum polybotrys Hand.-Mazz.的干燥根， 具有補氣升陽、 固表止汗、 利水消腫 等功效［1］。 作為中醫常用傳統藥物在惡性腫瘤及各種退行性疾病的臨床治療與康復中用量較大。

酶解法提取有諸多優點［2-4］， 已廣泛用于中藥制藥領域［5-8］， 紅芪屬纖維性根 莖類藥 材， 適合采用酶解法提取，但截至目前尚未見相關研究報道。二次通用旋轉組合設計，能確保與試驗中心點距離相等的試驗點上的預測值方差相等，克服了其他統計方法 的 不 足 而 廣 泛 應 用 于 科 學 試 驗 中［9-11］。 因此，本實驗以紅芪總多糖、總皂苷得率為指標，采用二次通用旋轉組合設計對復合酶提取紅芪多糖、皂苷的工藝條件進行優化，研究結果將為該技術用于紅芪提取物的制備提供依據，解決由于紅芪精加工基礎研究薄弱所致其高品質提取物及下游產品較少的現狀。

1 儀器與試藥

1.1 儀器 UV Blue Star B型紫外-可見分光光度計 (LabTech， 北京萊伯泰科儀器有限公司)； DD-5M離心機 (湘儀離心機儀器有限公司)； AL104型電子天平 (METTLER TOLEDO， 瑞士)； 電熱恒溫水浴鍋 (浙江省余姚市檢測儀表廠)； AKRYUP-1816 超純水機 (成都唐氏康寧科技發展有限公司)。

1.2 試藥 纖維素酶、 果膠酶、 木聚糖酶均由甘肅華羚生物科技有限公司提供，紅芪藥材購自甘肅武都，其他所用試劑均為分析純。

2 方法與結果

2.1 紅芪多糖的提取、 測定與得率計算 向紅芪藥材中加入4倍量蒸餾水，再加入一定量的酶攪勻， 于50℃酶解一段時間后迅速升溫至沸騰滅活10 min， 補水并回流提取， 水提液濃縮 (藥液比為1 ∶2) 后加乙醇使含醇量為 40%， 低溫靜置 24h后離心， 上清液加乙醇使含醇量為 75%，靜置離心，沉淀用蒸餾水溶解并定容，最后采用改良差示酚硫法［12］測定多糖含量。 紅芪多糖得率計算如下: y1/‰ = ［ (C×V)/M］ ×1000， 式中:C為多糖質量濃度 (μg/mL)，V為多糖液體積 (mL)，M為紅芪質量 (g)。

2.2 紅芪皂苷的提取、 測定與得率計算 精密吸取上述濃縮液 10 mL， 用水飽和正丁醇萃取 4 次(15、 15、 10、 10 mL)， 合并正丁醇萃取液， 水浴揮干， 殘渣用甲醇溶解并轉移至25mL量瓶中。 紅芪皂苷的測定采用香草醛-高氯酸法［13］， 以黃芪甲苷對照品質量 m(mg) 為橫坐標， 以吸光度值 A為縱坐標， 得到回歸方程 A=2.637 4 m-0.000 8 (r=0.999 3)。 紅芪皂苷得率計算如下:y2/‰ = m/M×1 000。

2.3 水提工藝考察 采用均勻設計法對提取時間、加水量、提取次數三因素進行考察，以總多糖和總皂苷得率作為評價指標，優選紅芪水提工藝，因素水平見表 1， 試驗方案及結果見表 2。別考察纖維素酶、果膠酶和木聚糖酶在用量為0、50、 100、 200、 400 mg， 酶解 2 h 條件下對紅芪總多糖與總皂苷得率的影響，結果見圖1。

圖1 酶用量對總多糖與總皂苷得率的影響Fig.1 Effect of enzym e dosage on extraction ratio of total polysaccharide and saponin

表1 均勻設計因素水平Tab.1 Factors and levels of uniform design

表2 試驗方案及結果Tab.2 Test scheme and results

采用 spss 17.0 軟件進行線性回歸，得總多糖得率回歸方程 y1=1.840+0.355x1+0.350x3(F= 10.703， P＜0.05) 及總皂苷得率回歸方程 y2= 2.091+0.052x2(F=9.752， P＜0.05)， 由回歸方程可知，提取時間、提取次數對總多糖得率有顯著影響，加水量對總皂苷得率有顯著影響，故確定最優水提工藝為: 總加水量 24倍， 共提取 3次，每次 80 min。

2.4 單因素試驗 在最優水提工藝的基礎上，分

由圖1可知，3種不同酶隨著酶用量的增加，紅芪皂苷得率均沒有明顯提高，說明在現有的水提條件下單一酶解對皂苷得率貢獻不大。隨著纖維素酶用量的增加，紅芪多糖得率增大，當酶用量大于100 mg時， 繼續增加酶用量， 多糖得率沒有明顯提高，說明在該用量下酶濃度已趨于飽和，繼續增加酶用量對多糖得率沒有顯著影響。果膠酶與木聚糖酶用量分別為 200 mg時， 多糖得率均達到最高，繼續增加酶用量，得率反而下降。

2.5 二次通用旋轉組合設計優化試驗

2.5.1 數學模型的建立與顯著性檢驗 根據單因素試驗結果，確定由此三種酶組成的復合酶的最佳配比及酶用量的零水平，選取復合酶的酶用量(x1)、 酶解時間 (x2)、 加水量 (x3) 和提取時間(x4)4 個因素，以總多糖得率 (y1) 和總皂苷得率 (y2) 為指標， 采用四元 (1/2 實施) 二次通用旋轉組合設計優化紅芪酶解提取工藝，試驗因素及水平編碼見表 3， 試驗設計方案及結果見表 4， 4個因素對總多糖、總皂苷得率相互作用所得結果見表5～6。

表3 四元二次通用旋轉組合設計因素水平Tab.3 Factors and levels of quadratic general rotary unitized design

表4 四元二次通用旋轉組合設計方案及結果Tab.4 Test scheme and results in quadratic general rotary unitized design

表5 總多糖得率方差分析Tab.5 Variance analysis of extraction ratio of total polysaccharide

表6 總皂苷得率方差分析Tab.6 Variance analysis of extraction ratio of total saponin

根據試驗結果計算出擬合方程的各項系數，從而得到總多 糖 得 率 的 回 歸 方 程 y1=6.195 61-0.217 71x1+0.056 84x2-0.261 51x3+0.567 45x4+ 0.542 24+0.188 87-0.207 64+ 0.2770.031 75+0.336 25-0.654 25x1x4

明英宗正統元年六月庚戌(1436年6月29日)，法司審結劉清之罪是“領官軍護船料、糧米往松花江，為女直人所掠”。于是，“擬死，并追其糧、料”。但由于“清貧乏無征”，因此明英宗特為寬宥，于本年六月將他與定遼前衛指揮同知何海等人謫戍甘州(即今甘肅省)。［10］

總皂 苷 得 率 的 回 歸 方 程 y2=3.744 99-0.085 44x1-0.027 53x2-0.069 86x3+0.023 90x4+ 0.131-0.041-0.024-0.0400.067 50x1x2+0.020 00x1x3-0.082 50 x1x4

由表5結果可知，總多糖得率回歸方程的失擬性檢驗 F1=7.844 74 ＜F0.05(5， 3)=9.01 不顯著，從而說明未知因素對實驗結果干擾很小；顯著性檢驗 F2=3.355 25 ＞F0.05(11， 8)=3.31， 說明得到的回歸方程顯著。單因素中，僅提取時間x4達到了顯著水平， 其他幾個因素的分析均不顯著， 剔除 α=0.10 的不顯著項后得回歸方程 y1= 6.195 61+0.567 45x4+0.542-0.654 25x1x4。

由表6結果可知，總皂苷得率回歸方程的失擬性檢驗 F1=4.097 20 ＜F0.05(5， 3)=9.01 不顯著，從而說明未知因素對實驗結果干擾很小；顯著性檢驗 F2=0.827 39 ＜F0.05(11， 8)=3.31， 說明得到的回歸方程不顯著。單因素中，4個因素的分析均不顯著， 剔除 α=0.10 的不顯著項后得回歸方程 y2=3.744 99。 由于在滿足多糖提取條件的各因素水平下皂苷早已提取完全，因此各因素及回歸方程均無顯著性。

2.5.2 總多糖得率的單因素效應分析 根據試驗結果對單因素進行效應分析，結果見表7及圖2。

表7 總多糖得率的單因素效應分析Tab.7 Analysis of the one-factor effect on extraction ratio of total polysaccharide

圖2 單因素效應分析圖Fig.2 Effect analysis of single factor

由表7和圖2可知，提取時間的變化對多糖得率影響最大，隨著提取時間的增加，多糖的得率也逐漸增加。其次是酶用量，酶解時間和加水量對多糖得率的影響最小。

2.5.3 總多糖得率的交互作用效應分析 由表 5方差分析結果可知，存在交互作用且達到顯著水平的有 x1x4， 因此僅對此組交互作用的因素作效應分析。選取二個因素的零水平，考察另兩個因素的交互作用，分別作圖可以直觀地分析各因子間的交互作用效應， 結果見圖3。

圖 3 酶用量 （x1） 與提取時間 （x4） 的交互作用圖Fig.3 Interp lay of enzyme dosage（ x1） and extraction tim e（ x4）

圖3 為酶用量 (x1) 與提取時間 (x4) 的交互作用圖， 由圖可以看出，當 x1處于低編碼值 x4處于高編碼值時， 二者交互作用顯著， 多糖得率 y1值處于較高水平，即低的酶用量和高的提取時間對總多糖得率是正效應； 隨著 x1編碼值的增加與 x4編碼值的降低， y1值先下降后又有上升趨勢并處于較低的水平，呈鞍型曲面，即高的酶用量和低的提取時間對總多糖的得率也有協同作用。

表8 各變量取值的頻率分布Tab.8 Probability distribution of variables

由表 8 可知， 在 95%的置信區間總多糖得率大于 6.74‰ 各變量的取值 區間分別為 0.098 ～0.383、 -0.130 ～ 0.130、 -0.130 ～ 0.130、0.255 ～0.511， 即酶用量為 259.8 ～288.3 mg、 酶解時間為 56.1 ～93.9 min、 加水量為 20.6 ～21.4倍、 提取時間為 165.3 ～180.7 min。 考慮到實際操作性， 將最優提取條件定為: 酶用量 280 mg、 酶解時間 90 min、加水量 21 倍、 提取時間 180 min。按此工藝條件進行驗證實驗，重復3次，結果取平均值， 實際測得多糖得率為 9.58‰， 與理論預測值 9.65‰接近， 進一步驗證了數學回歸模型合理。

3 討論

3.1 本實驗對多因素多水平的紅芪酶解提取工藝進行考察時，由于正交試驗需要較多的試驗次數且因素對指標的影響有多大不能控制，而均勻設計雖試驗次數較少，但精度不能保證。二次通用旋轉組合設計試驗次數少，計算簡便，又具有旋轉性，能使回歸預測值的方差成為在以球心為原點的球內的一個常數，克服了二次回歸的預測值的方差強烈地依賴于實驗點在因子空間中的位置這個缺點，減少了誤差的干擾［14］。 因此， 二次通用旋轉組合設計因一致精度和較少的試驗次數等優點而有利于得到較優的提取工藝條件。

3.2 酶解提取過程中酶用量、 酶解時間、 酶解溫度、 溶劑pH值、 溶劑用量、 提取時間等參數都會影響活性成分的提取，選擇不當則會嚴重影響酶解工藝確立。由于3種生物酶的最適溫度均為50 ℃，最適 pH均與紅芪水提液的 pH較接近， 因此不再對其進行考察。由于二次通用旋轉組合設計能容納的因素數有限，本實驗先對紅芪水提工藝進行優化，篩選出有顯著性的影響因素，在此基礎上進行工藝優化更簡便有效。

3.3 本實驗未建立起紅芪總皂苷酶解提取數學模型，主要是因為皂苷分子量較多糖為小，提取時擴散傳質阻力較小，加上紅芪皂苷在水中溶解度較大，在本實驗所設定的影響多糖提取的各因素不同取值條件下皂苷可能均已提取完全，造成提取率無顯著差別，實驗結果提示在酶解提取多糖和皂苷時，當多糖提取條件達到最佳時皂苷的提取條件也會處于最優狀態。

3.4 隨著纖維素酶用量的增加， 紅芪多糖得率增大， 當酶用量大于 100mg時， 繼續增加酶用量，多糖得率沒有明顯提高，說明在該用量下酶濃度已趨于飽和，繼續增加酶用量對多糖得率沒有顯著影響。 果膠酶與木聚糖酶用量分別為 200mg時， 多糖得率均達到最高，繼續增加酶用量，得率反而下降，其機理有待進一步研究。

3.5 由圖 3 可以看出， 當 x1處于低編碼值 x4處于高編碼值時， 二者交互作用顯著， 多糖得率 y1值處于較高水平，即低的酶用量和高的提取時間對總多糖得率是正效應； 隨著 x1編碼值的增加與 x4編碼值的降低， y1值先下降后又有上升趨勢并處于較低的水平，呈鞍型曲面，即高的酶用量和低的提取時間對總多糖的得率也有協同作用。但考慮到多糖得率及因酶所致的成本問題，本實驗選擇低的酶用量和高的提取時間。

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Optim ization of technological conditions for enzymatic extraction of total polysaccharide and saponin from Radix Hedysari by quadratic general rotary unitized design

WEIShu-chang， CHEN Fang-yuan， YAN Zhi-pan， JIN Hui， WANG Ji-long
(Gansu College of Traditional Chinese Medicine， Lanzhou 730000， China)

radix hedysari； total polysaccharide； total saponin； enzymatic extraction； quadratic general rotary unitized design.

R944

:A

:1001-1528(2014)02-0286-05

10.3969/j.issn.1001-1528.2014.02.015

2013-08-01

國家自然科學基金資助項目 (81060345)

魏舒暢 (1969—) ， 男， 教授， 碩士， 從事中藥制劑工藝研究。 Tel:(0931)8765391， E-mail:wshch006@sina.com