響應(yīng)面法優(yōu)化褶牡蠣多糖多肽聯(lián)產(chǎn)工藝

楊大俏，王錦旭，李來(lái)好*，楊賢慶，馬海霞，岑劍偉，王悅齊

（1.中國(guó)水產(chǎn)科學(xué)研究院南海水產(chǎn)研究所，農(nóng)業(yè)農(nóng)村部水產(chǎn)品加工重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，廣東 廣州 510300；2.上海海洋大學(xué)食品學(xué)院，上海 201306；3.韓山師范學(xué)院食品工程與生物科技學(xué)院，廣東 潮州 521041）

牡蠣俗稱(chēng)蠔或海蠣子，具有很高的藥用價(jià)值[1-2]，富含鋅、鐵、鈣等元素，素有“海洋牛奶”之稱(chēng)[3]。褶牡蠣（Alectryonella plicatulaGmelin）分布于中國(guó)南部海域，是一種高蛋白高碳水化合物的重要經(jīng)濟(jì)貝類(lèi)，經(jīng)研究發(fā)現(xiàn)褶牡蠣具有較強(qiáng)的體外抗氧化活性及體內(nèi)抗疲勞特性[3]，但是目前中國(guó)對(duì)牡蠣產(chǎn)品除直接食用外，大多通過(guò)簡(jiǎn)單加工直接進(jìn)入食品市場(chǎng)，產(chǎn)品附加值不高[4]，牡蠣產(chǎn)業(yè)發(fā)展受到制約。相關(guān)研究報(bào)道顯示牡蠣多糖[5]具有抗腫瘤、降糖、增強(qiáng)免疫力等功能[6]；天然海洋活性多肽具有較高的穩(wěn)定性[7-8]，但是海洋魚(yú)蝦貝類(lèi)中的生物活性肽的研究尚處于實(shí)驗(yàn)室階段[9-12]。國(guó)內(nèi)外對(duì)牡蠣的研究主要集中于多肽的活性和序列分析，少量研究針對(duì)于牡蠣多糖的提取工藝和結(jié)構(gòu)研究[13-14]，而關(guān)于聯(lián)產(chǎn)制備牡蠣多糖多肽的研究較少。本研究旨在得到同時(shí)提取褶牡蠣中功能多糖和活性多肽的工藝，達(dá)到褶牡蠣多糖和多肽聯(lián)產(chǎn)制備[15-16]，以提高褶牡蠣利用率。

本實(shí)驗(yàn)以褶牡蠣全臟器為原料，采用單因素試驗(yàn)研究胰蛋白酶添加量、酶解時(shí)間及料液比對(duì)多糖多肽聯(lián)產(chǎn)制備的影響，在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步通過(guò)響應(yīng)面法[17-19]分析各因素及其交互作用對(duì)多肽質(zhì)量分?jǐn)?shù)、總糖質(zhì)量分?jǐn)?shù)、水解度及酸性糖質(zhì)量分?jǐn)?shù)[20-21]的影響，并最終得到最優(yōu)多糖多肽聯(lián)產(chǎn)工藝條件，以期為連續(xù)膜分離聯(lián)產(chǎn)制備褶牡蠣多糖及多肽的中試化放大生產(chǎn)提供基礎(chǔ)。

1 材料與方法

1.1 材料與試劑

褶牡蠣全臟器（于-20 ℃冷凍保藏備用）來(lái)源于廣東省潮州市。

堿性蛋白酶（210 AU/mg）、木瓜蛋白酶（≥800 U/mg）、胰蛋白酶（≥250 U/mg）、菠蘿蛋白酶（≥500 U/mg）、胃蛋白酶（≥10 000 NFU/mg）、中性蛋白酶（≥100 U/mg）廣州齊云生物技術(shù)有限公司；甘氨酸、氯化鈉、氫氧化鈉、無(wú)水乙醇、三氯乙酸、苯酚、無(wú)水硫酸銅、甲醛、鹽酸、濃硫酸（均為分析純） 廣州佳研生物科技有限公司；硫酸軟骨素、葡萄糖、Gly-Gly-Tyr-Arg（標(biāo)準(zhǔn)品）、1,9-二甲基亞甲基藍(lán) 美國(guó)Sigma公司。

1.2 儀器與設(shè)備

JS30-230攪拌機(jī) 蘇泊爾股份有限公司；T50均質(zhì)機(jī)德國(guó)IKA公司；Sunrise-basic吸光酶標(biāo)儀 瑞士Tecan公司；ZDJ-4A雷磁自動(dòng)電位滴定儀 上海儀電科學(xué)儀器股份有限公司；三聯(lián)高壓平板膜設(shè)備 廈門(mén)福美科技有限公司。

1.3 方法

1.3.1 聯(lián)產(chǎn)提取工藝

褶牡蠣全臟器→勻漿→均質(zhì)10 min→熱水浸提→調(diào)pH 8.0→酶解→煮沸滅酶→離心→上清液調(diào)pH 7.0→0.22 μm濾膜除雜→200 kDa膜分離→收集濾過(guò)液與截留液→濾過(guò)液經(jīng)8 kDa膜分離[22]→收集8 kDa以下濾過(guò)液（粗多肽）、8 kDa以上截留液（粗多糖）→凍干得粗多肽、粗多糖。

操作要點(diǎn)：熱水浸提：將牡蠣勻漿與水混勻后在55 ℃水浴0.5 h；離心：將經(jīng)過(guò)煮沸滅酶后的牡蠣酶解液9 000 r/min離心10 min；0.22 μm微濾條件：操作壓力0.12 MPa，操作溫度10 ℃；8 kDa膜分離超濾條件：操作壓力1.05 MPa，操作溫度10 ℃；200 kDa膜分離超濾條件：操作壓力0.5 MPa，操作溫度10 ℃；凍干：旋轉(zhuǎn)蒸發(fā)溫度55 ℃。

1.3.2 蛋白酶種類(lèi)選擇

以褶牡蠣全臟器為原料，勻漿均質(zhì)、熱水浸提后分別按照質(zhì)量分?jǐn)?shù)0.2%添加堿性蛋白酶、木瓜蛋白酶、胰蛋白酶、菠蘿蛋白酶、胃蛋白酶及中性蛋白酶6 種酶，分別在6 種酶的最適條件下（pH 8.0、6.0、8.0、7.0、4.0、7.0，溫度55 ℃）單酶酶解80 min，酶解液9 000 r/min離心10 min，取上清液測(cè)定多肽質(zhì)量分?jǐn)?shù)及水解度，酶解液上清液pH值調(diào)至中性，加入無(wú)水乙醇至終體積分?jǐn)?shù)為65%，4 ℃醇沉24 h，過(guò)濾取沉淀，丙酮洗滌3 次，干燥后配制成溶液檢測(cè)酸性糖及總糖質(zhì)量分?jǐn)?shù)。以酶解液中多肽、總糖及酸性糖質(zhì)量分?jǐn)?shù)的極大值為指標(biāo)，判定最佳酶種類(lèi)（水解度作參考指標(biāo)）。

1.3.3 褶牡蠣肉多糖多肽聯(lián)產(chǎn)工藝的單因素試驗(yàn)

1.3.3.1 酶添加量對(duì)褶牡蠣肉多糖多肽聯(lián)產(chǎn)工藝的影響

取50.0 g褶牡蠣全臟器勻漿均質(zhì)后，加入150 mL去離子水，于55 ℃熱水浸提0.5 h，調(diào)節(jié)pH 8.0，分別加入質(zhì)量分?jǐn)?shù)0.1%、0.2%、0.3%、0.4%及0.5%的胰蛋白酶，在55 ℃酶解80 min。酶解后煮沸滅酶，離心取適量上清液測(cè)量水解度以及多肽質(zhì)量分?jǐn)?shù)，調(diào)節(jié)pH 7.0，加入無(wú)水乙醇至終體積分?jǐn)?shù)為65%，4 ℃醇沉24 h，過(guò)濾取沉淀，丙酮洗滌3 次，干燥后配制成溶液檢測(cè)酸性糖質(zhì)量分?jǐn)?shù)以及總糖質(zhì)量分?jǐn)?shù)。以酶解液中多肽、總糖及酸性糖質(zhì)量分?jǐn)?shù)的極大值為指標(biāo)，判定最佳酶添加量（水解度作參考指標(biāo)）。

1.3.3.2 酶解時(shí)間對(duì)褶牡蠣肉多糖多肽聯(lián)產(chǎn)工藝的影響

在胰蛋白酶添加量0.2%、料液比1∶3（g/mL）的情況下，分別酶解20、40、60、80 min及100 min。以酶解液中多肽、總糖及酸性糖質(zhì)量分?jǐn)?shù)的極大值為指標(biāo)，判定最佳酶解時(shí)間（水解度作參考指標(biāo)）。

1.3.3.3 料液比對(duì)褶牡蠣肉多糖多肽聯(lián)產(chǎn)工藝的影響

在酶解時(shí)間80 min、胰蛋白酶添加量0.2%條件下，分別按照1∶1、1∶2、1∶3、1∶4、1∶5（g/mL）的料液比添加去離子水。以酶解液中多肽、總糖及酸性糖質(zhì)量分?jǐn)?shù)的極大值為指標(biāo)，判定最佳料液比（水解度作參考指標(biāo)）。

1.3.4 響應(yīng)面法優(yōu)化褶牡蠣肉多糖多肽聯(lián)產(chǎn)工藝

通過(guò)單因素試驗(yàn)[23]確定選取酶添加量、酶解時(shí)間、料液比3 個(gè)因素進(jìn)行編碼[14]，以多肽、酸性糖和總糖質(zhì)量分?jǐn)?shù)作為響應(yīng)值，試驗(yàn)因素與水平設(shè)計(jì)見(jiàn)表1。

表1 響應(yīng)面試驗(yàn)設(shè)計(jì)因素與水平Table 1 Factors and levels of response surface experiment

1.3.5 指標(biāo)測(cè)定

多肽質(zhì)量分?jǐn)?shù)的測(cè)定采用三氯乙酸沉淀法[24]；總糖質(zhì)量分?jǐn)?shù)的測(cè)定采用苯酚-硫酸法[25]；水解度的測(cè)定依照甲醛滴定法[26-27]；酸性糖質(zhì)量分?jǐn)?shù)的測(cè)定采用1,9-二甲基亞甲基藍(lán)法[28]。

1.3.6 水解度及含量計(jì)算公式

式中：C1為滴定氫氧化鈉濃度/（mol/L）；V1為1 mL酶解液消耗氫氧化鈉體積/L；V0為所得酶解液總體積/mL；M為—NH2摩爾質(zhì)量/（g/mol）；M0為所用褶牡蠣全臟器質(zhì)量/g；C0為褶牡蠣全臟器蛋白質(zhì)質(zhì)量分?jǐn)?shù)/%。

式中：C為褶牡蠣酶解液中多肽質(zhì)量濃度/（mg/mL）；V為所得褶牡蠣酶解液上清液的體積/mL；M為所用褶牡蠣全臟器的質(zhì)量/mg。

式中：C為褶牡蠣酶解液中酸性糖質(zhì)量濃度/（mg/mL）；V為所得褶牡蠣酶解液上清液的體積/mL；M為所用褶牡蠣全臟器的質(zhì)量/mg。

式中：C為褶牡蠣酶解液中葡萄糖的質(zhì)量濃度/（mg/mL）；D為褶牡蠣酶解液上清液的稀釋倍數(shù)；V為所得褶牡蠣酶解液上清液的體積/mL；M為所用褶牡蠣全臟器的質(zhì)量/mg。

1.3.7 多糖、多肽得率計(jì)算公式

式中：M1為多糖、多肽凍干品質(zhì)量/g；M2為500 g褶牡蠣全臟器勻漿干質(zhì)量/g。

1.4 數(shù)據(jù)分析

以上實(shí)驗(yàn)均經(jīng)過(guò)3 次重復(fù)操作，采用IBM SPSS Statistics 20.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，數(shù)值采用的形式表現(xiàn)，運(yùn)用單因素方差分析（ANOVA）檢測(cè)平均值顯著性。

2 結(jié)果與分析

2.1 酶種類(lèi)及添加量選擇

圖1 6 種酶對(duì)褶牡蠣勻漿各指標(biāo)的影響Fig. 1 Comparison of hydrolysis efficiencies of A. plicatula with six proteases

由圖1可知，經(jīng)過(guò)胰蛋白酶水解的褶牡蠣酶解液中水解度、多肽、總糖及酸性糖質(zhì)量分?jǐn)?shù)最高，故選擇胰蛋白酶酶解褶牡蠣勻漿，以期同時(shí)得到所需多糖多肽。

2.2 單因素試驗(yàn)結(jié)果

2.2.1 酶添加量對(duì)褶牡蠣多糖多肽聯(lián)產(chǎn)的影響

如圖2所示，水解度隨酶添加量的增多逐漸升高，酶添加量0.2%以上數(shù)值間存在顯著性差異（P＜0.05）；多肽、總糖及酸性糖質(zhì)量分?jǐn)?shù)隨酶添加量的增加均呈現(xiàn)先增加后下降的趨勢(shì)，并在胰蛋白酶添加量為0.2%時(shí)達(dá)到最大值（P＜0.05），故最佳酶添加量為0.2%。

圖2 胰蛋白酶添加量對(duì)褶牡蠣多糖多肽聯(lián)產(chǎn)的影響Fig. 2 Effects of trypsase addition amount on production of polysaccharides and polypeptides from A. plicatula

2.2.2 酶解時(shí)間對(duì)褶牡蠣多糖多肽聯(lián)產(chǎn)的影響

圖3 胰蛋白酶酶解時(shí)間對(duì)褶牡蠣多糖多肽聯(lián)產(chǎn)的影響Fig. 3 Effects of hydrolysis time on production of polysaccharides and polypeptides from A. plicatula

如圖3所示，水解度隨酶解時(shí)間的延長(zhǎng)逐漸升高，各數(shù)值間存在顯著性差異（P＜0.05）；多肽、總糖及酸性糖質(zhì)量分?jǐn)?shù)隨酶解時(shí)間延長(zhǎng)而先增大后減小，并在酶解時(shí)間為80 min時(shí)達(dá)到最大值（P＜0.05），故胰蛋白酶最佳酶解時(shí)間為80 min。

2.2.3 料液比對(duì)褶牡蠣多糖多肽聯(lián)產(chǎn)的影響

圖4 料液比對(duì)褶牡蠣多糖多肽聯(lián)產(chǎn)的影響Fig. 4 Effects of solid-to-water ratio on production of polysaccharides and polypeptides from A. plicatula

如圖4所示，隨溶劑用量增大，水解度逐漸減小；多肽、總糖及酸性糖質(zhì)量分?jǐn)?shù)隨溶劑用量的增大呈現(xiàn)先增加后減小，并在料液比1∶3時(shí)達(dá)到最大值（P＜0.05），故選擇最佳料液比為1∶3（g/mL）。

2.3 響應(yīng)面試驗(yàn)結(jié)果

表2 響應(yīng)面試驗(yàn)設(shè)計(jì)與結(jié)果Table 2 Experimental design and results for response surface analysis

由圖2～4可知，在不同酶添加量、酶解時(shí)間及料液比下，褶牡蠣酶解液的多肽、總糖及酸性糖質(zhì)量分?jǐn)?shù)均呈先增高后降低趨勢(shì)，且水解度達(dá)到12%左右，可以同時(shí)得到較高含量的多肽、總糖及酸性糖，故而在單因素試驗(yàn)的基礎(chǔ)上，根據(jù)Box-Behnken設(shè)計(jì)原理，選取酶添加量（A）、酶解時(shí)間（B）、料液比（C）作為3因素，并以具有顯著性差異的多肽質(zhì)量分?jǐn)?shù)（Y1）、總糖質(zhì)量分?jǐn)?shù)（Y2）、水解度（Y3）、酸性糖質(zhì)量分?jǐn)?shù)（Y4）作為響應(yīng)值，試驗(yàn)方案及結(jié)果見(jiàn)表2。

運(yùn)用Design-Expert 8.0.5.0軟件對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行回歸擬合，得到的回歸方程如下：

為檢驗(yàn)上述方程的有效性，運(yùn)用Design-Expert 8.0.5.0軟件對(duì)上述結(jié)果進(jìn)行數(shù)據(jù)分析，可信度分析見(jiàn)表3，方差分析結(jié)果見(jiàn)表4。4 種響應(yīng)值的可信度分析的模型相關(guān)系數(shù)R2分別為0.98、0.99、0.97、0.78，前3 種響應(yīng)值的模型相關(guān)系數(shù)都接近于1，表示Y1、Y2、Y3模型相關(guān)度很好；變異系數(shù)分別為1.63%、1.46%、1.44%、10.03%，數(shù)值越小表明置信度越好，說(shuō)明該數(shù)學(xué)模型的對(duì)Y1、Y2、Y3的置信度極高，對(duì)響應(yīng)值Y4的置信度較高，該模型可以較好地反映試驗(yàn)的真實(shí)值[29]。由表4可知，對(duì)于多肽質(zhì)量分?jǐn)?shù)、總糖質(zhì)量分?jǐn)?shù)、水解度和酸性糖質(zhì)量分?jǐn)?shù)4 個(gè)響應(yīng)值，該模型的F值分別為70.52、149.70、52.51、7.34，P值均小于0.01，可以判斷該模型是極顯著的；同時(shí)4 個(gè)響應(yīng)值的模型失擬項(xiàng)P值均大于0.05，說(shuō)明模型失擬項(xiàng)不顯著。綜上所述，該回歸模型對(duì)4 個(gè)響應(yīng)值的擬合程度較好，試驗(yàn)誤差小。

表3 模型的可信度分析Table 3 Reliability analysis of models

表4 回歸方程的方差分析Table 4 Analysis of variance (ANOVA) of regression equations

續(xù)表4

利用此模型可擬合出對(duì)4 個(gè)響應(yīng)值相應(yīng)的響應(yīng)面分析圖，其三維圖形是響應(yīng)值對(duì)試驗(yàn)因素（單因素變量）所構(gòu)成的三維空間曲面圖，當(dāng)因素交互作用時(shí)，三維曲面圖可直觀看出響應(yīng)值的變化趨勢(shì)[30]。二維等高線(xiàn)圖則進(jìn)一步總結(jié)出各個(gè)變量間的交互作用并確定最優(yōu)點(diǎn)。圖5a中，隨著酶添加量和酶解時(shí)間水平的增加，多肽質(zhì)量分?jǐn)?shù)呈現(xiàn)先增加后降低的趨勢(shì)，且其二維等高線(xiàn)圖偏圓形，判斷兩個(gè)因素之間的交互作用不顯著；圖5b中，隨著酶添加量和料液比水平的增加，多肽質(zhì)量分?jǐn)?shù)呈現(xiàn)先增加后降低的趨勢(shì)，等高線(xiàn)圖偏圓形，說(shuō)明兩因素之間交互作用不顯著；圖5c中，隨著酶解時(shí)間和料液比水平的增加，多肽質(zhì)量分?jǐn)?shù)先增加后降低，其等高線(xiàn)圖偏橢圓形，表明兩個(gè)因素之間有一定的交互作用。結(jié)合表4可知，3因素對(duì)多肽質(zhì)量分?jǐn)?shù)影響力為：酶解時(shí)間＞料液比＞酶添加量。

圖5 酶添加量、酶解時(shí)間和料液比交互作用對(duì)褶牡蠣多肽提取的影響Fig. 5 Interactive effects of enzyme dosage, hydrolysis time and solidto-water ratio on the yield of polypeptides from A. plicatula

圖6 a中，隨著酶添加量的增加和酶解時(shí)間的延長(zhǎng)，總糖質(zhì)量分?jǐn)?shù)呈現(xiàn)先增加后減小的趨勢(shì)，其等高線(xiàn)圖偏橢圓形，判斷兩個(gè)因素之間有一定的交互作用；圖6b中，隨著酶添加量和料液比水平的增加，總糖質(zhì)量分?jǐn)?shù)先增加后減小，兩者的等高線(xiàn)圖偏橢圓形，說(shuō)明兩者有一定的交互作用；圖6c中，隨著酶解時(shí)間和料液比水平的增加，總糖質(zhì)量分?jǐn)?shù)同樣先增加后降低，且兩因素的交互作用較弱。綜合圖6可以看出對(duì)總糖提取，3 種因素之間交互作用不顯著。結(jié)合表4可知，3因素對(duì)總糖含量影響力為：酶添加量＞酶解時(shí)間＞料液比。

圖6 酶添加量、酶解時(shí)間和料液比交互作用對(duì)褶牡蠣總糖提取的影響Fig. 6 The interactive effects of enzyme dosage, hydrolysis time and liquid-solid ratio on the yield of total-sugar from A. plicatula

圖7 a中，隨著酶添加量和酶解時(shí)間水平的增加，水解度呈現(xiàn)先增加后降低的趨勢(shì)，且其二維等高線(xiàn)圖偏橢圓形，判斷兩個(gè)因素之間有一定的交互作用；圖7b中，隨著酶添加量的增加，水解度呈現(xiàn)先增加后降低的趨勢(shì)；隨著料液比水平的增加水解度逐漸降低，與單因素試驗(yàn)結(jié)果一致。圖7c中，隨著酶解時(shí)間的延長(zhǎng)，水解度先增加后降低；隨著料液比水平的增加水解度逐漸降低，其等高線(xiàn)圖表明兩個(gè)因素之間無(wú)交互作用。結(jié)合表4可知，3因素對(duì)水解度影響力為：酶添加量＞料液比＞酶解時(shí)間。

圖7 酶添加量、酶解時(shí)間和料液比兩兩交互作用對(duì)褶牡蠣水解度的影響Fig. 7 The interactive effects of enzyme dosage, hydrolysis time and liquid-solid ratio on the degree of hydrolysis from A. plicatula

圖8 a中，隨著酶添加量和酶解時(shí)間水平的增加，酸性糖質(zhì)量分?jǐn)?shù)呈現(xiàn)先增加后降低的趨勢(shì)，且其二維等高線(xiàn)圖偏橢圓形，判斷兩個(gè)因素之間有交互作用顯著；圖8b中，隨著酶添加量和料液比水平的增加，水解度呈現(xiàn)先增加后降低的趨勢(shì)，其二維等高線(xiàn)圖偏橢圓形，表明兩個(gè)因素之間交互作用顯著。圖8c中，隨著酶解時(shí)間的延長(zhǎng)和料液比水平的增加，酸性糖先增加后降低，其等高線(xiàn)圖表明兩個(gè)因素之間交互作用顯著。結(jié)合表4可知，3因素對(duì)酸性糖質(zhì)量分?jǐn)?shù)影響力為：料液比＞酶添加量=酶解時(shí)間。

圖8 酶添加量、酶解時(shí)間和料液比兩兩交互作用對(duì)褶牡蠣酸性糖提取的影響Fig. 8 Interactive effects of enzyme dosage, hydrolysis time and solidto-water ratio on the yield of glycosaminoglycan from A. plicatula

經(jīng)Design-Expert 8.0.5.0軟件分析可得最佳工藝條件為添加胰蛋白酶0.21%、酶解時(shí)間79.26 min、料液比1∶3.08（g/mL），相應(yīng)的響應(yīng)面二次模型預(yù)測(cè)多肽質(zhì)量分?jǐn)?shù)為86.31%，總糖質(zhì)量分?jǐn)?shù)為31.40%，水解度為11.79%，酸性糖質(zhì)量分?jǐn)?shù)為2.07%。為驗(yàn)證該響應(yīng)面法的可行性，考慮到實(shí)際操作問(wèn)題，選取最佳提取工藝為胰蛋白酶添加量0.2%、酶解時(shí)間80 min、料液比1∶3（g/mL），重復(fù)3 次實(shí)驗(yàn)得到褶牡蠣酶解液中多肽質(zhì)量分?jǐn)?shù)為（85.14±1.67）%，總糖質(zhì)量分?jǐn)?shù)為（28.35±2.72）%，水解度為（11.12±0.61）%，酸性糖質(zhì)量分?jǐn)?shù)為（1.60±0.10）%，與回歸方程預(yù)測(cè)值相近，說(shuō)明褶牡蠣多糖多肽聯(lián)產(chǎn)工藝是可行的，并在此條件開(kāi)展以下實(shí)驗(yàn)。

取500.0 g褶牡蠣勻漿，按照所得最佳工藝酶解褶牡蠣，經(jīng)過(guò)超濾膜分離酶解上清液，得粗多糖制品和粗多肽制品，重復(fù)3 次，粗多糖凍干品（19.11±0.41）g，得率為（2 9.3 9±0.4 1）%；粗多肽凍干品（23.93±0.74）g，得率為（36.81±0.47）%。得率與褶牡蠣干粉中總糖質(zhì)量分?jǐn)?shù)及蛋白質(zhì)含量相近，判斷其可用于聯(lián)產(chǎn)制備褶牡蠣多糖及多肽制品。

另外，經(jīng)過(guò)8 kDa超濾膜超濾分離后，使用三氯乙酸沉淀法、苯酚-硫酸法、1,9-二甲基亞甲基藍(lán)法測(cè)定各濃縮凍干粉，其顏色反應(yīng)證實(shí)8 kDa超濾膜分離效果良好，可用于褶牡蠣多糖多肽聯(lián)產(chǎn)工藝。

3 結(jié) 論

通過(guò)響應(yīng)面法建立3 種影響因素酶添加量、酶解時(shí)間及料液比與4 個(gè)響應(yīng)值多肽質(zhì)量分?jǐn)?shù)、總糖質(zhì)量分?jǐn)?shù)、水解度及酸性糖質(zhì)量分?jǐn)?shù)相互作用的模型，得出褶牡蠣多糖多肽聯(lián)產(chǎn)的最優(yōu)工藝為勻漿褶牡蠣全臟器后，添加3 倍體積水，55 ℃水浴0.5 h，調(diào)節(jié)pH 8.0，添加質(zhì)量分?jǐn)?shù)為0.2%的胰蛋白酶，酶解80 min，即可得到最大含量的褶牡蠣多糖與多肽。本研究具有高效、簡(jiǎn)潔、生物友好性等特點(diǎn)，為褶牡蠣活性多糖和多肽的聯(lián)產(chǎn)制備提供了理論依據(jù)，為企業(yè)創(chuàng)造更大的經(jīng)濟(jì)效益，實(shí)現(xiàn)褶牡蠣資源的綜合利用。