堿-低壓復合法對大豆苷元轉化的影響

李笑梅，陳知秋，向世新

（哈爾濱商業大學 黑龍江省高校食品科學與工程重點實驗室，黑龍江 哈爾濱 150076）

大豆異黃酮中能被人體吸收、利用[1]，發揮植物雌激素作用[2]，具有抗腫瘤[3]、抗氧化[4]和抗菌消炎等作用[5]的生理和藥理活性物質是游離型苷元，深入研究大豆異黃酮不同結合型組分轉化為大豆苷元的技術，對更加充分合理利用大豆異黃酮資源，提高其使用價值具有一定的理論和實際意義。苷元轉化可分為3 步[6]：第1步是乙酰基型異黃酮在弱堿或加熱條件下可水解為丙二酰基型[7]；第2步是丙二酰基型在弱堿或高溫下水解為葡萄糖苷型，通常來說在適宜的堿性條件下前兩步可同時進行[8]；第3步是葡萄糖苷型異黃酮轉化為苷元，此步是目前研究的熱點，國內外研究成果主要集中在酸水解[9-12]、酶解[13-17]和微生物降解法[17-21]。堿-低壓復合法首先通過堿水解原料中的乙酰基型、丙二酰基型實現葡萄糖苷型大豆異黃酮的積累，為后續進一步利用低壓實現葡萄糖苷型向苷元的轉化奠定物質基礎，為大豆苷元轉化制備技術的開發提供一條新的原料預處理途徑和參考數據。

1 材料與方法

1.1 材料與試劑

大豆異黃酮粉（質量分數30%） 河南眾信生物科技有限公司；大豆素、大豆黃素、染料木素、大豆苷、大豆黃苷、染料木苷（純度均為99%） 西安市天園生物制藥廠；甲醇（色譜純） 美國天地公司；超純水為實驗室自制；其余均為國產分析純。

1.2 儀器與設備

2695高效液相色譜（配有Waters2489紫外檢測器和Empower 2色譜工作站） 美國沃特世科技有限公司；1200 LC C18色譜柱 美國安捷倫公司；80-2型離心機上海逸龍科技有限公司；XXXTD恒溫水浴振蕩器北京賽多利斯儀器系統有限公司；PHS-25 pH計 上海儀電科學儀器股份有限公司；TU-1901雙光束紫外分光光度計 北京普析通用儀器有限公司；微孔濾膜 上海興亞凈化材料廠；AS3120A超聲波儀 天津奧特賽恩斯儀器有限公司；GMSX-280溫度壓力表 上海宜川上嶺儀表有限公司。

1.3 方法

1.3.1 6 種大豆異黃酮的定性定量檢測1.3.1.1 大豆異黃酮混合標準液的配制

定量稱取大豆苷、大豆黃苷、染料木苷、大豆素、大豆黃素、染料木素標準品，溶于80%甲醇溶液中，超聲30 min后定容，配制成6 種單標液，質量濃度為400 μg/mL。再用上述6 種標液以相同比例分別配制48、96、144、192、240 μg/mL系列質量濃度大豆異黃酮混和標液[22]。

1.3.1.2 6 種大豆異黃酮定性定量檢測

采用高效液相色譜法進行定性定量檢測，流動相為甲醇和水，采用梯度洗脫：0～40 min：20%甲醇溶液～60%甲醇溶液；40～50 min：60%甲醇溶液。流速1.2 mL/min，柱溫40 ℃，檢測波長為259 nm。各單標于0.45 μm微孔濾膜過濾后依次進樣，以6 種標準品的保留時間定性，以峰面積定量。各計算公式如式（1）～（9）：

式中：m為每種大豆異黃酮絕對質量/mg；C為各類型大豆異黃酮回歸方程得出其質量濃度/（μg/mL）；V為定容體積/mL；m1、m5、m2、mp分別為原料中、堿水解后、低壓后、低壓對應高溫處理后苷元絕對質量/mg；ma、mb、mc、mg、mh、mi分別為原料中大豆素、大豆黃素、染料木素、大豆苷、大豆黃苷、染料木苷的絕對質量/mg；md、me、mf分別為低壓后大豆素、大豆黃素、染料木素的絕對質量/mg；m3、m4分別為原料中、堿水解后葡萄糖苷絕對質量/mg；mj、mk、ml、mm、mn、mo分別為堿水解后大豆苷、大豆黃苷、染料木苷、大豆素、大豆黃素、染料木素的絕對質量/mg；m6為高溫下苷元損失的絕對質量/mg；p’和p”分別為葡萄糖苷增長率、低壓處理后苷元轉化率/%。

1.3.2 堿水解

將5 g大豆異黃酮粉溶于30 mL蒸餾水中，20 ℃超聲30 min后加入稀堿溶液調pH值，于一定溫度振蕩一定時間，中和后定容至100 mL，3 000 r/min離心90 min，取上清液過0.45 μg微孔濾膜兩次后上高效液相色譜進行檢測[23]。

1.3.3 堿水解單因素試驗

評價指標為葡萄糖苷增長率，采用高效液相色譜法檢測，以堿水解pH 11、時間60 min、溫度60 ℃為基本條件。在其他條件不變的情況下，分別考察堿水解時間（30、40、50、60、70 min）、堿水解pH（9、10、11、12、13）和溫度（45、50、60、65、70 ℃）對葡萄糖苷型大豆異黃酮增長率的影響。對照組為未經堿化前處理的大豆異黃酮原料，各組試驗重復3 次。1.3.4 響應面法確定最優堿水解條件

根據單因素試驗結果，以水解時間、pH值和溫度為影響葡萄糖苷型增長率的主要考察因素，設計3因素3水平響應面試驗。因素及水平見表1。并采用多元回歸分析，擬合二次多項式回歸模型的Box-Behnken試驗設計[24]，進行結果分析，得最優堿水解工藝條件。

表1 堿水解Box-Behnken試驗設計因素及水平Table1 Coded levels of independent variables used in Box-Behnken design for alkaline hydrolysis

1.3.5 堿水解最優條件的驗證實驗

在響應面試驗得到的最優條件下重新進行堿水解，并進行葡萄糖苷增長率的計算，與響應面各組實驗結果比較，驗證最優條件。

1.3.6 低壓轉化

將大豆異黃酮粉在堿水解最優條件下處理后離心取上清液，配制成一定料液比，低壓作用后進行高效液相色譜檢測。120 ℃以上高溫會破壞苷元結構[24]，為排除高溫對苷元的破壞作用，堿水解樣品還需在常壓下油浴，溫度、作用時間和料液比與低壓處理條件相對應，采用高效液相色譜測定。

1.3.7 低壓處理的單因素試驗

以苷元轉化率為評價指標，采用高效液相色譜法檢測，考察時間、料液比、壓力3個因素，每組試驗均設置常壓下相同條件油浴對照組。以苷元轉化率為評價指標，各組試驗重復3 次。

單因素試驗考慮高壓處理中不同條件下對苷元轉化率的影響時，同時因為高壓產生的高溫會對苷元造成一定影響，使其所得的量減少，為了彌補這一部分損失，本實驗同時又根據溫度壓力線性表，得到不同壓力下所對應的溫度，并且對堿水解后的樣品進行該溫度下的油浴進行實驗設計，以計算高溫下苷元損失的絕對質量。其他條件不變的情況下，設計壓力為0.1、0.15、0.20、0.25、0.30 MPa；另取堿水解后樣品分別在120、128、134、139、144 ℃，料液比1∶100（g/mL）油浴10 min，以苷元轉化率為指標探究壓力的影響；其他條件不變的情況下，分別作用6、8、10、12、14 min；另取堿水解后樣品在溫度139 ℃、料液比1∶100（g/mL）分別油浴6、8、10、12、14 min，以苷元轉化率為指標探究低壓作用時間的影響；其他條件不變的情況下，分別選擇料液比為1∶60、1∶80、1∶100、1∶120、1∶140（g/mL）；另取堿水解后樣品分別在溫度139 ℃，料液比1∶60、1∶80、1∶100、1∶120、1∶140（g/mL）油浴10 min，以苷元轉化率為指標探究料液比的影響。

1.3.8 響應面法確定最優低壓條件

根據單因素試驗結果，以壓力、時間和料液比為影響苷元轉化的主要因素，設計3因素3水平響應面試驗。低壓處理工藝響應面試驗的因素及水平見表2。并采用多元回歸分析，擬合二次多項式回歸模型的Box-Behnken設計試驗，進行結果分析，得到低壓處理最優工藝條件。

表2 低壓處理的Box-Behnken試驗設計因素與水平Table2 Coded levels of independent variables used in Box-Behnken design for low-pressure processing

1.3.9 低壓最優條件的驗證實驗

通過響應面試驗得到最優條件后進行低壓處理，并計算苷元轉化率，與之前各組的苷元轉化率比較，驗證最優條件。

1.4 數據處理

實驗操作重復3 次，采用SPSS 19.0軟件進行顯著性分析，采用Design-Expert軟件設計響應面試驗方案、建立數學模型并進行多元回歸分析。

2 結果與分析

2.1 6 種大豆異黃酮標樣定性及定量結果

根據原料中大豆異黃酮各組分出峰時間與混標各組分的出峰時間大致相同，得到峰面積y對大豆異黃酮質量濃度x（μg/mL）進行回歸分析，回歸方程分別為：大豆素：y=129.55x-43.855，r=0.999 6；大豆黃素：y=61.151x-53.554，r=0.998；染料木素：y=105.85x-50.178，r=0.999 1；大豆苷：y=53.574x-34.498，r=0.998 7；大豆黃苷：y=60.494x-43.071，r=0.998 6；染料木苷：y=71.444x-27.151，r=0.999 0。線性范圍為0～40 μg/mL。

根據相應標準曲線，計算出大豆苷、大豆黃苷、染料木苷、大豆素、大豆黃素、染料木素的絕對質量分別為10.03、6.45、0.8、1.59、0.87、0.58 mg。3 種結合型和3 種游離型異黃酮的總絕對質量分別為17.28、3.04 mg。

2.2 大豆異黃酮堿水解的單因素試驗結果

2.2.1 堿水解時間對葡萄糖苷型大豆異黃酮增長率的影響

由圖1可知，隨著堿水解時間的延長，物料與溶劑接觸越來越充分，物質溶解完全，葡萄糖苷型增長率升高，當水解時間為60 min時，增長率最大，隨著水解時間繼續延長，增長率開始降低，可能因為水解時間過長，對糖苷結構的破壞程度也相應增加，同時原料溶出的雜質過多，給分離和檢測帶來阻礙，故適宜堿水解時間為50～70 min。

圖1 堿水解時間對葡萄糖苷型大豆異黃酮增長率的影響Fig.1 Effect of hydrolysis time on the increase rate of glucoside isof l avones

圖2 堿水解pH值對葡萄糖苷型大豆異黃酮增長率的影響Fig.2 Effect of hydrolysis pH on the increase rate of glucoside isof l avones

2.2.2 堿水解pH值對葡萄糖苷型大豆異黃酮增長率的影響由圖2可知，隨著堿水解pH值的增加，丙二酰基水解，葡萄糖苷型增長率升高，當水解pH 11時，增長率最大，隨著pH值繼續增加，分子母核因不耐強堿環境而發生斷裂失去活性[25]，因而增長率開始降低，故適宜水解pH值在10～12之間。

2.2.3 堿水解溫度對葡萄糖苷型大豆異黃酮增長率的影響

圖3 堿水解溫度對葡萄糖苷型大豆異黃酮增長率的影響Fig.3 Effect of hydrolysis temperature on the increase rate of glucoside isof l avones

由圖3可知，隨著堿水解溫度的升高，葡萄糖苷增長率升高，可能因為一定溫度有利于丙二酰基型的水解[26]，溫度的升高也促進了糖苷的溶解，從而得率不斷增大，當水解溫度為65 ℃時，增長率最大，隨著溫度繼續增加，增長率開始降低，可能是過高的溫度破壞了糖苷結構，但仍高于50、55 ℃時的增長率，故適宜水解溫度在60～70 ℃之間。

2.3 堿水解條件優化的響應面試驗結果

本實驗利用Design-Expert軟件，響應面試驗設計結果如表3所示。

表3 堿水解的響應面試驗設計結果Table3 Box-Behnken design with response variable for alkaline hydrolysis

利用Design-Expert得到響應值與被檢變量之間的關系。對表3試驗數據進行二次多元回歸擬合，得到了葡萄糖苷大豆異黃酮增長率的回歸方程：Y=210.85+3.06A-24.96B-2.10C-9.18AB+24.23AC-14.52BC-19.98A2-79.41B2-1.52C2。

為檢驗擬合方程的有效性，進一步對其進行分析，其中葡萄糖苷型大豆異黃酮增長率回歸方程及顯著性結果見表4，對該模型的方差分析見表5。

從表5可知，試驗所選用的模型顯著（P＜0.05），校正決定系數值為0.783 1，說明此模型能解釋78.31%響應值變化，相關系數R值為0.926 5說明擬合程度好，適合度缺損（失擬項）P值為0.797 6，P值大于0.5，不顯著，說明殘差均由隨機誤差引起，進一步說明此模型的擬合度良好。離散系數表示試驗的精確度，數值越大，表明試驗的可靠性越差[27]，本試驗中變異系數為10.28%，模型方程能較好地反應真實值[27]。綜上所述，回歸模型擬合程度好，試驗誤差較小，模型合適。

模型一次項A不顯著（P＞0.05），二次項A2不顯著（P＞0.05）；一次項B顯著（P＜0.05），二次項B2極顯著（P＜0.01）；一次項C、二次項C2不顯著（P＞0.05）；交互項AB、BC顯著（P＜0.05），交互項AC不顯著（P＞0.05）。

表4 葡萄糖苷型大豆異黃酮增長率擬合多元二次方程模型的方差分析Table4 Analysis of variance (ANOVA) for the effect of alkaline hydrolysis conditions on the increase rate of glucoside isof l avones

表5 多元回歸模型方差分析Table5 ANOVA for the quadratic polynomial model

F值反映了各因素對葡萄糖苷增長率的影響程度，F值越大表明對增長率的影響越大[28]，由表4可知，各因素對葡萄糖苷增長率影響程度的大小順序為：水解pH值＞水解時間＞水解溫度。

2.4 堿水解各因素交互作用分析

圖4 堿水解條件對葡萄糖苷型增長率影響的響應面圖Fig.4 Response surface plots showing the interactive effects of hydrolysis conditions on the increase rate of glucoside isof l avones

由圖4a可知，等高線密集呈橢圓形，時間與pH值交互顯著，對指標影響大。pH值曲面坡度陡峭，水解時間曲面平緩，pH值對指標影響更為顯著。當pH 11左右時，增長率最大，隨后增長率隨著pH值的增加而降低；由圖4b可知，等高線稀疏呈圓形，溫度與時間交互作用弱，對結果影響不顯著。當溫度到65 ℃左右，時間在50 min左右增長率最大；由圖4c可知，溫度與pH值交互顯著，pH值對葡萄糖苷型大豆異黃酮增長率影響顯著，溫度影響不大。

2.5 堿水解參數優化及驗證結果

運用Design-Expert軟件得到堿水解的最優條件為：時間48.92 min、溫度63.36 ℃、pH 11.5，此條件下葡萄糖苷型大豆異黃酮增長率為299.32%，考慮到實際操作的可行性，參數調整為時間49 min、溫度63 ℃、pH 11.5，將參數代入擬合方程，計算得出在此條件下葡萄糖苷型大豆異黃酮增長率為298.73%。在最優校正條件下進行3 次平行實驗，增長率分別為287.36%、284.55%、287.29%，重復性好，平均值為286.40%，得出的實驗值與理論值差異不顯著，可確定該多元二次回歸方程適合于對葡萄糖苷增長率的預測，且結果準確。

由表3可知，水解時間50 min、pH 12、溫度65 ℃時，葡萄糖苷型大豆異黃酮增長率達280.37%，小于最優校正條件下所得結果，但結果差異不顯著（P＞0.05），考慮工藝所需時間的長短和溫度高低及成本，仍考慮采用最優校正條件。

2.6 低壓處理單因素試驗結果

2.6.1 壓力對大豆苷元轉化率的影響

由圖5可知，隨著壓力的增加，壓力破壞葡萄糖苷鍵的能力逐漸增大，苷元轉化率升高，當壓力為0.25 MPa時，轉化率最大，隨著壓力的繼續增大，低壓破壞了苷元結構[29]，轉化率開始降低，但仍高于之前的水平，故適宜水解壓力在0.2～0.3 MPa。

圖5 壓力對苷元轉化率的影響Fig.5 Effect of pressures on the conversion rate of aglycones

2.6.2 壓力作用時間對大豆苷元轉化率的影響

圖6 壓力作用時間對苷元轉化率的影響Fig.6 Effect of low-pressure processing time on the conversion rate of aglycones

由圖6可知，隨著壓力作用時間的延長，壓力持續作用于葡萄糖苷鍵，鍵斷裂幾率增大，苷元轉化率升高，10 min時轉化率最大，隨著壓力作用時間的繼續延長，轉化率開始降低，可能是持續的壓力作用破壞了苷元結構，故適宜低壓作用時間在8～12 min之間。

2.6.3 料液比對大豆苷元轉化率的影響

圖7 料液比對苷元轉化率的影響Fig.7 Effect of solid-to-solvent ratio on the conversion rate of aglycones

由圖7可知，隨著溶液提取試劑的增加，壓力與溶液的接觸增加，更加均勻地作用于溶質，苷元轉化率升高，當料液比為1∶120（g/mL）時，轉化率最大，隨著提取試劑比例的繼續增加，轉化率略有降低，但仍高于之前水平，故適宜料液比在1∶100～1∶140（g/mL）之間。

2.7 響應面優化低壓條件的結果

本實驗利用Design-Expert軟件，響應面試驗設計結果如表6所示。

表6 低壓處理的響應面試驗設計結果Table6 Box-Behnken design with response variable for low-pressure processing

利用Design-Expert得到響應值與被檢變量之間的關系。對這些試驗數據進行二次多元回歸擬合，得到了大豆苷元轉化率回歸方程：Y=16.65+0.55A+0.42B-0.087C-0.033AB-0.010AC-0.065BC-1.23A2-1.40B2-0.43C2。為檢驗方程有效性，進一步對其進行分析，其中苷元轉化率回歸方程及顯著性結果見表7，對該模型的方差分析結果見表8。

表7 大豆苷元轉化率擬合多元二次方程模型的方差分析Table7 ANOVA for the effect of low-pressure processing conditions on the conversion rate of aglycones

表8 多元回歸模型方差分析Table8 ANOVA for the quadratic polynomial models

由表7可知，試驗選用的模型極顯著（P＜0.01），校正決定系數值為0.974 2，說明此模型能解釋97.42%響應值變化；相關系數R值為0.994 3，說明擬合程度好；變異系數1.21%，變異系數小，試驗的可靠性高。綜上所述，歸模型擬合程度好，試驗誤差小，模型合適。模型一次項A和B，二次項A2和B2對響應值影響極顯著（P＜0.0 1），二次項C2對響應值的影響顯著（P＜0.05）；一次項C，交互項AB、BC、AC對響應值的影響均不顯著（P＞0.05）。由表7可知，各因素對苷元轉化率影響程度的大小順序為：壓力＞時間＞料液比。

2.8 低壓處理各因素交互作用分析

圖8 低壓條件對苷元轉化率影響的響應面圖Fig.8 Response surface plots showing the interactive effects of lowpressure processing conditions on the conversion rate of aglycones

由圖8a可知，時間與壓力交互不顯著。在10 min、0.25 MPa左右時轉化率最大；由圖8b可知，壓力與料液比交互顯著，壓力曲線坡度陡峭，時間曲線平緩，壓力對轉化率影響更為顯著。隨著壓力的增加，轉化率升高，0.25 MPa左右轉化率最大；由圖8c可知，時間與料液比交互顯著，其中料液比對轉化率影響小，時間影響效果顯著。隨著時間的延長，苷元轉化率逐漸升高，10 min左右時轉化率最大。

2.9 低壓處理參數優化及驗證實驗結果

運用Design-Expert軟件，求出被檢變量的最優值：壓力0.26 MPa、時間10.3 min、料液比1∶117.68（g/mL），此條件下大豆苷元轉化率為16.75%。考慮操作的可行性，參數調整為：壓力0.26 MPa、時間10.3 min、料液比1∶120（g/mL），將參數代入擬合方程得苷元轉化率為16.74%。在最優校正條件下進行3 次平行實驗，實驗結果分別為16.58%、16.71%、16.71%，重復性好，平均值為16.67%，與理論值差異不顯著，該多元二次回歸方程適合于對大豆苷元轉化率預測，且結果準確。

由表6得知，壓力0.25 MPa、料液比1∶120（g/mL）、時間10 min時苷元轉化率可達16.65%，小于最優校正條件下所得結果，但結果差異不顯著（P＞0.05），考慮后者工藝所需壓力和時間均低于最優條件下的壓力和時間，在降低生產成本的基礎上仍能獲得與最優校正條件下相當的結果，故將壓力0.25 MPa、時間10 min、料液比1∶120（g/mL）作為最優工藝條件。

3 結 論

原料中葡萄糖苷型大豆異黃酮絕對質量為17.28 mg，苷元3.04 mg。在堿水解最優條件為pH 11.5、溫度63 ℃、時間49 min，葡萄糖苷型大豆異黃酮的絕對質量為49.49 mg，增長率為286.40%。獲得了葡萄糖苷型大豆異黃酮的積累。后接低壓最優條件為壓力0.25 MPa、時間10 min、料液比1∶120（g/mL），在此條件下苷元絕對質量達11.29 mg，苷元轉化率為16.65%。由此得出堿水解對原料中乙酰基型、丙二酰基型轉化葡萄糖苷型大豆異黃酮效果顯著。單一的低壓處理對苷元轉化率雖有效果，但遠低于酶法[8-12]，而且低壓伴隨的120 ℃以上高溫就會對苷元有破壞作用[30]。由此后續研究側重以堿水解為前處理的炒制、適宜低壓、固定化酶、微生物發酵等復合技術，進一步提高大豆苷元轉化率。