紫胡蘿卜花青素微膠囊工藝優化

劉戰霞，程衛東，王斌，劉玥彤，李夢杰

(石河子大學 食品學院，新疆 石河子 832000)

紫胡蘿卜是胡蘿卜的一個品種，其顏色呈現紫黑色，花青素屬于多酚類物質且是紫胡蘿卜重要的生物活性物質，不僅有較強的抗氧化能力，是一種天然、高效的抗氧化劑，還有預防高血壓、抗菌、抗炎、抗癌等作用，此外還有改善視力和眼部疲勞的功效[1-3]?；ㄇ嗨厥且环N水溶性色素，是植物的二級代謝產物，具有重要的生理作用，屬類黃酮化合物，是羥基的供體，能夠與蛋白質結合防止過氧化，也可清除自由基及鰲合金屬離子[4-6]。微膠囊技術是當今一種在食品工業領域中應用廣泛且發展迅速的新技術[7-9]。如今人們對綠色、健康的生活水平的不斷追求，功能保健產品也受到了廣大消費者的關注，因此，會有廣闊的市場前景。作為功能保健品，其生理活性物質是必不可少的，紫胡蘿卜花青素具有增強機體免疫、抗衰老、抗癌等活性[10]。

紫胡蘿卜花青素對光、熱等十分敏感，這極大地限制了它的使用價值。因此我們將紫胡蘿卜花青素制成微膠囊[11]，包埋、封存在一種具有聚合物的壁殼內，使其性能和生物活性不被暴露出來，提高它在功能性產品中的可用性，且促進其生理功能的發揮[12]。目前國內外對紫胡蘿卜微膠囊的研究還處于初步階段，因此，此研究為后續研究奠定了重要基礎[13]。

1 材料與方法

1.1 原料與試劑

紫胡蘿卜：自有紫胡蘿卜種植基地提供。

纖維素酶、果膠酶、麥芽糊精、大豆分離蛋白：均購自北京索萊寶科技有限公司；單甘脂：成都市科龍化工試劑廠；乙醇：分析純，北京化工。

1.2 儀器與設備

電子分析天平 梅特勒-托利多儀器(上海)有限公司；旋轉蒸發儀 南通經典包裝有限公司；磁力攪拌器；標準型pH計、紫外分光光度計 上海精密科學儀器有限公司；恒溫水浴鍋 金壇市醫療儀器廠；噴霧干燥機 重慶干燥設備有限公司。

1.3 方法

1.3.1 原料預處理

將新鮮的紫胡蘿卜洗干凈，切成小塊狀再干燥處理，用攪拌機打碎，放冰箱內保存好。

1.3.2 花青素的提取工藝

取一定量打碎的紫胡蘿卜粉→加入雙酶(纖維素酶、果膠酶)→加入乙醇浸泡→抽濾→蒸去乙醇、水溶→測吸光值[14]。

1.3.3 紫胡蘿卜花青素提取工藝優化

單因素影響試驗主要考察復合酶比例(果膠酶∶纖維素酶)、加酶量、提取時間、提取溫度等因素對原花青素提取率的影響，試驗重復3次。在前期單因素試驗的基礎上，采用響應曲面法試驗設計采用Box-Behnken模型，以復合酶比例(果膠酶∶纖維素酶)、加酶量、提取時間、提取溫度為主要考察因素(自變量)[15]，Box-Behnken試驗因素與水平見表1。

表1 Box-Behnken試驗因素與水平

1.3.4 花青素提取率[16]

花青素含量(mg/g)=A×Mw×DF×100/(ε×1)。

式中：A為(OD533 nm，pH 2.0-OD700 nm，pH 2.0)-(OD533 nm，pH 4.5-OD700 nm，pH 4.5)；Mw為矢車菊素葡萄糖苷的摩爾質量，449.2 g/mol；DF為溶液的稀釋倍數；ε為矢車菊素葡萄糖苷的摩爾消光系數，26900 L/mol·cm。

1.3.5 花青素微膠囊的制備工藝[17]

壁材、水合乳化劑、芯材→均質乳化→乳化噴霧干燥→微膠囊產品。

避光，將花青素溶于乙醇中，加入一定量的乳化劑(單甘脂)制成芯材溶液，加入溶解好的壁材溶液，磁力攪拌均勻，得到的混合液經膠體磨均質乳化，在一定條件下進行噴霧干燥，制成花青素微膠囊。

1.3.6 微膠囊化工藝優化

1.3.6.1 單因素(以包埋率為指標)

分別以不同的芯材壁材比例(1∶5,2∶5,3∶5，4∶5)、壁材比例(1∶5,2∶5,3∶5，4∶5)、固形物含量(15%，20%，25%，30%)、單甘脂添加質量分數(1.5%，2%，2.5%，3.0%)為影響因素，考察其對提取工藝的影響。

1.3.6.2 正交試驗

根據單因素試驗結果，選取微膠囊化芯材壁材質量比、壁材質量比、固形物含量、 單甘酯添加質量分數4個因素，每個因素確定4水平，按表2中L9(34)正交試驗，以微膠囊化效率為評價指標，確定最佳微膠囊化工藝。

表2 正交試驗方案

1.3.7 微膠囊化的效果評定[18]

微膠囊化效率和微膠囊化產率是評價微膠囊化效果的主要指標。微膠囊化效率被定義為芯材原花青素實際被包埋量與理論被包埋量的比值，是衡量原花青素被包埋的程度；微膠囊化產率被定義為微膠囊產品中所含芯材原花青素與理論總原花青素含量之比[19]。

2 結果與分析

2.1 紫胡蘿卜中花青素提取的單因素試驗

2.1.1 復合酶比例(果膠酶∶纖維素酶)

取色素溶液50 mL，加酶量2.0%，酶解溫度60 ℃， 酶解時間60 min，分別在復合酶比例為1∶1，1.5∶1，2∶1，2.5∶1 (g/g)進行提取，提取結果見圖1。

圖1 復合酶比例對花青素提取率的影響

由圖1 可知，隨著復合酶比例的增大，花青素提取率的值先增大后減少。當復合酶比例為1.5∶1 時，花青素的提取率最大，這是由于當復合酶比例低于1.5∶1時，浸提不充分，不利于紫胡蘿卜中花青素的溶出。當復合酶比例為1.5∶1 時，紫胡蘿卜中花青素已基本溶解完全。因此，確定最佳的復合酶比例為1.5∶1。

2.1.2 加酶量

取色素溶液50 mL，復合酶比例1.5∶1， 酶解溫度60 ℃， 酶解時間60 min，加酶量分別在為1%，1.5%，2%，2.5%進行提取，提取結果見圖2。

圖2 加酶量比例對花青素提取率的影響

由圖2 可知，隨著加酶量的增大，花青素提取率的值先增大后減少。當加酶量為2.0% 時，花青素的提取率最大，這是由于當加酶量低于2.0% 時，浸提不充分，不利于紫胡蘿卜中花青素的溶出。當加酶量為2.0% 時，紫胡蘿卜中花青素已基本溶解完全。因此，確定最佳的加酶量為2.0%。

2.1.3 酶解時間

取色素溶液50 mL，復合酶比例1.5∶1，加酶量2.0%， 酶解溫度60 ℃ ，酶解時間分別在為30，60，90，120 min進行提取，提取結果見圖3。

圖3 酶解時間對花青素提取率的影響

由圖3可知，當酶解時間為60 min 時，紫胡蘿卜中花青素的提取率最高。酶解時間過短，花青素溶出不充分；酶解時間過長，可能會造成溶解的雜質成分過多。因此，確定最佳酶解時間為60 min。

2.1.4 酶解溫度

取色素溶液50 mL，復合酶比例1.5∶1，加酶量2.0%， 酶解時間60 min ，酶解溫度分別在為30，60，90，120 ℃進行提取，提取結果見圖4。

圖4 酶解溫度對花青素提取率的影響

由圖4 可知，酶解溫度在60 ℃時，紫胡蘿卜中花青素的提取率最高。當溫度高于60 ℃時，隨溫度的變化，花青素的提取率變化較小，這說明60 ℃是紫胡蘿卜中花青素提取的最佳溫度。當酶解溫度過高時，可能是較高的溫度破壞了花青素的有效活性成分。

2.2 紫胡蘿卜花青素提取率的響應面試驗

在單因素試驗的基礎上，為優化單因素試驗得到的工藝條件，選取復合酶比例(A)、加酶量(B)、酶解時間(C)、酶解溫度(D)為4個影響因子，以紫胡蘿卜花青素得率(Y)為響應值進行Box-Behnken試驗設計，優化紫胡蘿卜花青素提取率。響應面設計方案及試驗結果見表3。

表3 響應面設計方案與試驗結果

續 表

根據試驗結果建立得到花青素提取率Y與A，B，C，D的二次回歸實際模型方程為：

Y=+95.56+7.500E-003A+0.50B+1.25C+0.43D-0.080AB+0.58AC-1.30AD-0.49BC+0.15BD-0.30CD-2.93A2-2.85B2-4.12C2-3.36D2。為檢驗方程的有效性，進一步對其進行方差分析及模型分析，結果見表4。

表4 模型回歸系數顯著性檢驗及結果

在本試驗中，模型顯著性檢驗、回歸方程分析顯著性檢驗表明失擬項P=0.5534>0.05,失擬項不顯著，回歸顯著。另外，模型相關系數R2=0.9818,回歸模型P<0.0001，回歸方差是高度顯著的，說明回歸方程的擬合度較好，試驗誤差比較小，模型調整相關系數Radj2=0.9637，說明該模型能解釋96.37%響應值的變化?；貧w方程系數顯著性檢驗結果顯示單因素中一次項復合酶比例、加酶量、酶解溫度和酶解時間對紫胡蘿卜花青素提取率有顯著的影響。各單因素交互作用(AB,AC,AD,BC,BD,CD)的響應面及等高線圖見圖5～圖10。

圖5 Y=(A,B)的響應面圖與等高線圖

由圖5可知，當復合酶比例不變時，提取率隨著加酶量的增加先上升后下降。當加酶量一定時，隨著復合酶比例的增大，提取率增大，達到最大值后又迅速減小。等高線圖接近圓形，說明復合酶比例和加酶量的交互作用不顯著。

圖6 Y=(A,C)的響應面圖與等高線圖

由圖6可知，當復合酶比例不變時，提取率隨著提取時間的增加先上升后下降。當提取時間一定時，隨著復合酶比例的增大，提取率增大，達到最大值后又迅速減小。等高線圖接近圓形，說明復合酶比例和提取時間的交互作用不顯著。

圖7 Y=(A,D)的響應面圖與等高線圖

由圖7可知，當復合酶比例不變時，提取率隨著提取溫度的增加先上升后下降。當提取溫度一定時，隨著復合酶比例的增大，提取率增大，達到最大值后又迅速減小。等高線圖接近橢圓形，說明復合酶比例和提取溫度的交互作用顯著。

圖8 Y=(B,C)的響應面圖與等高線圖

由圖8可知，當加酶量不變時，提取率隨著提取時間的增加先增大后減小。當提取時間一定時，隨著加酶量的增大，提取率增大，達到最大值后又迅速減小。等高線圖接近橢圓形，說明提取時間和加酶量的交互作用顯著。

圖9 Y=(C,D)的響應面圖與等高線圖

由圖9可知，當提取時間不變時，提取率隨著提取溫度的增加先上升后下降。當提取溫度一定時，隨著提取時間的增大，提取率增大，達到最大值后又迅速減小。等高線圖接近橢圓形，說明提取時間和提取溫度的交互作用顯著。

由圖10可知，當加酶量不變時，提取率隨著提取溫度的增加先上升后下降。當提取溫度一定時，隨著加酶量的增大，提取率增大，達到最大值后又迅速減小。等高線圖接近橢圓形，說明提取溫度和加酶量的交互作用顯著。

2.3 微膠囊工藝單因素試驗

分別以不同的芯材與壁材質量比(1∶5,2∶5,3∶5，4∶5)、壁材比例(1∶5,2∶5,3∶5)、固形物含量(15%，20%，25%)、單甘脂添加質量分數(1.5%，2%，2.5%)為影響因素，考察其對提取工藝的影響。

2.3.1 芯材壁材質量比

取5 mL花青素溶液，壁材比例2∶5，固形物含量20%， 單甘脂添加質量分數2%，芯材壁材比例分別為1∶5,2∶5,3∶5，4∶5，以花青素包埋率為指標，結果見圖11。

噴霧干燥法制備的微膠囊中，芯材有效載量可達到60%～70%，但一般為20%～40%。由圖11可知，隨著芯材與壁材比例的提高，花青素包埋率增加，但當芯材與壁材的比例提高到3∶5時，產品效率下降，這可能是因為芯材載量過高，囊壁強度減弱，產品不耐摩擦或擠壓，從而降低了壁材對芯材的包覆效果，導致產品的效率較低。

2.3.2 壁材質量比

取5 mL花青素溶液，芯材壁材比例3∶5，固形物含量20%， 單甘脂添加質量分數2%，壁材質量比分別為1∶5,2∶5,3∶5,4∶5，以花青素包埋率為指標，結果見圖12。

圖12 壁材質量比對花青素微膠囊包埋率的影響

由圖12可知，隨著壁材質量比的提高，花青素包埋率增加，但當壁材質量比提高到2∶5時，產品效率下降，其原因是芯壁比增加后，芯壁混合溶液粘稠度增加，微膠囊成型效果差，導致花青素包埋率降低。因此，微膠囊制備的最佳壁材質量比為2∶5。

2.3.3 固形物含量

取5 mL花青素溶液，芯材壁材比例3∶5，固形物含量20%， 單甘脂添加質量分數2%，壁材質量比分別為1∶5,2∶5,3∶5，4∶5，以花青素包埋率為指標，結果見圖13。

圖13 固形物含量比對花青素微膠囊包埋率的影響

由圖13 可知，隨著固形物濃度的增加，微膠囊產品的效率先上升后下降。這可能是因為固形物濃度增加時，體系的粘度增大，減少了芯材向壁材表面的遷移，有利于噴霧干燥過程中囊壁的形成和致密性的提高。但是當固形物含量過高時，進料黏度的增大使料液的霧化困難，導致料液在干燥筒中粘壁嚴重，使噴頭發生堵塞現象。

2.3.4 單甘脂添加質量分數

取5 mL花青素溶液，芯材壁材比例3∶5，壁材質量比2∶5，固形物含量20%，單甘酯添加質量分數1.0%，1.5%，2.0%，2.5%，以花青素包埋率為指標，結果見圖14。

圖14 單甘脂添加量對花青素微膠囊包埋率的影響

由圖14可知，隨著單甘脂添加質量分數增大，花青素包埋率增加，但當單甘脂添加質量分數提高到1.5%時，產品效率下降，其原因是芯壁比增加后，芯壁混合溶液粘稠度增加，微膠囊成型效果差。導致花青素包埋率降低。因此，微膠囊制備的最佳單甘酯添加量為1.5%。

2.4 微膠囊工藝正交試驗

表5 正交試驗表

表5為以效率為指標的極差分析，比較4個因素的極差R，影響花青素包埋率的主要因素順序為固形物含量>壁材中大豆分離蛋白∶麥芽糊精(質量比)>芯材壁材比例>單甘脂含量，最佳配比是A3B3C3D1,即當固形物含量為20%、壁材中大豆分離蛋白∶麥芽糊精(質量比)為3∶5、芯材∶壁材(質量比)為2∶5，微膠囊包埋效率和得率均為最高。用上述條件做驗證試驗，得到的微膠囊效率和得率分別為98.5%和87.3%。

3 結論

通過單因素試驗初步分析紫胡蘿卜花青素提取工藝的條件影響，在此基礎上，采用Box-Benhnken試驗，以花青素提取率為響應值，以復合酶比例(纖維素酶、果膠酶)、加酶量、酶解溫度和酶解時間4個因素為響應因子建立二次回實際方程模型。經檢驗，該方程擬合較好，可真實地反映花青素提取率變化的動態過程，同時可以預測其理論值。依據二次回歸方程，確定了花青素提取率的最佳工藝條件：復合酶比例1.5∶1,加酶量2.0%，酶解溫度60 ℃，酶解時間60 min。

以大豆分離蛋白、麥芽糊精為壁材，采用噴霧干燥法制備花青素微膠囊，以花青素微膠囊包埋率為指標，通過單因素和正交試驗對花青素微膠囊的配方和工藝進行了研究,獲得了制備花青素微膠囊的最佳工藝條件：芯材壁材比例為2∶5，壁材質量比(大豆蛋白、麥芽糊精)為3∶5，固形物含量為20%，單甘脂添加質量分數為1.5%，按此最佳工藝條件制備的花青素微膠囊包埋率達95.31%。