響應面法優化復合酶法制備人參膳食纖維

李彤昕，唐金鑫，由高飛，于雷，畢云楓

吉林農業大學食品科學與工程學院（長春 130118）

人參屬于五加科人參屬多年生草本植物。在我國，人參歷來被譽為“百草之王”，是“滋陰補生，扶正固本”之極品，含多種皂苷和多糖類成分。人參的肉質根為著名強壯滋補藥，適用于抗疲勞、提高腦攝氧能力、調整血壓、恢復心臟功能、神經衰弱及身體虛弱等癥，也有祛痰、健胃、利尿、興奮等功效。雖然我國是人參產量大國，但同時也是人參產業弱國。我國的人參加工利用率很低，產品加工中一般只提取皂苷等少量成分，而將人參渣丟棄。人參渣是人參活性成分提取過程中伴隨產生的副產物，無副作用，而且其中還含有淀粉以及大量的膳食纖維等營養物質。

膳食纖維根據其溶解性分為水不溶性膳食纖維（IDF）和水溶性膳食纖維（SDF）。膳食纖維具有降低血糖水平、調節血脂水平、調整腸道菌群、防治便秘和結腸癌等功能特性。膳食纖維也可作為功能性食品基料添加到食品中，以提高食品的營養價值，從而推動功能性食品的發展[1-5]。纖維素酶是酶的一種，在分解纖維素時起生物催化作用，是可以將纖維素分解成寡糖或單糖的蛋白質；半纖維素酶是一種能使構成植物細胞膜的多糖類水解的酶類。纖維素酶在提高纖維素、半纖維素分解的同時，促進植物細胞壁的溶解，使植物細胞內溶物溶解出來，并能將不易消化的大分子多糖、蛋白質和脂類降解成小分子物質，有利于胃腸道的消化吸收[6-9]。此次試驗以復合酶法制備人參渣膳食纖維，通過單因素試驗和響應面試驗優化提取工藝，以期提高原料的膳食纖維得率，對促進人參殘渣的綜合利用具有重要意義[10-13]。

1 材料與方法

1.1 材料與試劑

人參殘渣（吉林宏久生物科技有限公司）；纖維素酶（活力50 U/mg，源葉生物科技有限公司）；半纖維素酶（活力20 000 U/g，源葉生物科技有限公司）；其他試劑均為分析純。

1.2 儀器與設備

高速萬能粉碎機（天津市泰斯特儀器有限公司）；DHG-9073BS-III電熱恒溫鼓風干燥箱（上海新苗醫療器械制造有限公司）；KYC-100B空氣恒溫搖床（上海新苗醫療器械制造有限公司）；H-2050R離心機（長沙湘儀離心機儀器有限公司）；LGJ-12冷凍干燥機（北京松源華興科技發展有限公司）。

1.3 方法

1.3.1 人參渣膳食纖維的制備

干燥人參渣→粉碎，過篩→按料液比1∶15（g/mL）加水→調pH至4.8，加入纖維素酶→放入50 ℃搖床1 h（180 r/min）→取出放涼→調pH至4.8，加入半纖維素酶→放入50 ℃搖床1 h（180 r/min）→取出離心（4 000 r/min，20 min）→85 ℃烘干稱重，得到的粉末即為不可溶性膳食纖維

1.3.2 單因素試驗

準確稱取一定量的人參渣，設計料液比（1∶15，1∶20，1∶25，1∶30和1∶35 g/mL）、纖維素酶和半纖維素酶的添加量（0.5%，1%，1.5%，2%和2.5%）、酶解時間（0.5，1，1.5，2和2.5 h）以及粒度（40，60，80，100和120目）的4個單因素試驗，研究4個因素對人參不可溶膳食纖維提取率的影響，進而確定因素以及水平范圍內響應面試驗的設計。

1.3.3 單因素試驗

在單因素試驗結果的基礎上，以IDF提取率為主要指標，選取料液比、加酶量、酶解時間和粒度為影響變量進行響應面試驗。采用Design-Expert. V 8.0.6統計軟件，設計四因素三水平二次回歸方程，擬合各因素和總膳食纖維得率之間的函數關系[14]。試驗因素水平見表1。

1.3.4 試驗結果測定方法[15]

式中：m1為提取物中不可溶性膳食纖維質量，g；m2為提取物中的總膳食纖維質量，g。

2 結果與分析

2.1 單因素試驗結果分析

2.1.1 料液比對IDF得率的影響

在不同料液比（1∶15，1∶20，1∶25，1∶30和1∶35 g/mL）、加酶量2%、酶解時間1 h、粒度40目的條件下，得到IDF并測定其含量，試驗重復3次，研究不同料液比對人參渣IDF提取率的影響，結果如圖1所示。隨著料液比比例的增大，IDF提取率基本呈下降趨勢。當料液比為1∶15（g/mL）時，IDF提取率達到峰值；當料液比為1∶20～1∶35（g/mL）時，IDF提取率整體呈下降趨勢。這是由于酶濃度不變，隨著底物濃度的減小，反應速率逐漸減小。綜上可知，IDF的提取率在1∶15（g/mL）時達到最高，隨后逐漸下降。

2.1.2 加酶量對IDF得率的影響

在不同加酶量（0.5%，1%，1.5%，2%和2.5%）、料液比1∶15（g/mL）、酶解時間1 h、粒度40目的條件下，得到IDF并測定其含量，試驗重復3次，研究不同加酶量對人參渣IDF提取率的影響，結果如圖2所示。隨著加酶量的增加，IDF的提取率先升后降。當加酶量為0.5%～1.5%時，IDF提取率不變；當加酶量為1.5%～2%時，IDF提取率逐漸升高；當加酶量為2%～2.5%時，IDF提取率逐漸下降。這是由于纖維素酶和半纖維素酶在初始階段對膳食纖維的含量有著限制作用，隨著酶用量的增加，樣品中纖維素與半纖維素的去除率增加，膳食纖維的提取率增高。但當加酶量達到2%以后，纖維素酶與半纖維素酶的用量對于樣品已經達到飽和作用，所以IDF提取率不升反降[16]。綜上可知，IDF的提取率在加酶量2%時達到最高，隨后逐漸下降。

圖1 料液比對IDF提取率的影響

圖2 加酶量對IDF提取率的影響

2.1.3 酶解時間對IDF得率的影響

在不同酶解時間（0.5，1，1.5，2和2.5 h）、料液比1∶15（g/mL）、加酶量2%、粒度40目的條件下，得到IDF并測定其含量，試驗重復3次，研究不同酶解時間對人參渣IDF提取率的影響，結果如圖3所示。隨著酶解時間的增加，IDF的提取率呈下降趨勢。當酶解時間為1 h時，IDF提取率達到峰值；當酶解時間超過1 h時，IDF提取率整體呈降低趨勢。這是由于隨著酶解時間的延長，纖維素酶與半纖維素酶充分酶解底物，導致部分膳食纖維聚合度降低，所以造成提取含量降低。綜上可知，IDF的提取率在酶解時間1 h時達到最高，隨后呈下降趨勢。

2.1.4 粒度對IDF得率的影響

在不同粒度（40，60，80，100和120目）、料液比1∶15（g/mL）、加酶量2%、酶解時間1 h的條件下，得到IDF并測定其含量，試驗重復3次，研究不同粒度對人參渣IDF提取率的影響，結果如圖4所示。隨著粒度的增加，IDF的提取率呈下降趨勢。當粒度為40目時，IDF提取率達到峰值。因為膳食纖維的表面積大小和粒度直接相關，當人參渣的粒度為40目時，由于粒度降低，表面積較大，其更容易被酶解，IDF的提取率也較高；而在其由40目變為120目的過程中，IDF提取率顯著降低，這可能是在粉碎過程中破壞了膳食纖維的部分連接結構，進而影響了IDF的提取率。綜上可知，IDF的提取率在40目時達到最高，隨后逐漸下降。

圖3 酶解時間對IDF提取率的影響

圖4 粒度對IDF提取率的影響

2.2 響應面法優化試驗結果分析

2.2.1 響應面試驗優化設計及結果

采用Design-Expert. V 8.0.6統計軟件設計，試驗結果見表1，回歸方差分析見表2。

采用Design-Expert. V 8.0.6統計軟件，對表1中的試驗數據進行二次多項式回歸擬合，最終獲得二次項回歸方程：IDF提取率Y=+66.94+0.51A-0.72B+0.43C+1.30D-0.45AB-0.92AC+0.89AD-0.42BC+0.81BD+1.86CD-3.51A2-4.21B2-3.49C2-4.62D2。

回歸方程中各變量對響應值影響的顯著性用F檢驗來判定，概率p值越小，則響應變量的顯著性就越高[17-19]。從表2可以看出，該模型效應顯著（p＜0.05），不同處理間差異顯著。因變量與所考察的自變量之間線性關系顯著（R2=0.996 2），模型調整確定系數R2Adj=0.992 3，說明該模型可信度較高，擬合度較好。失擬項不顯著（p＞0.05），說明此次試驗所得二次回歸方程能夠很好地對響應值進行預測。從方差分析結果可以看出，各因素對IDF提取率的影響力大小的順序為D＞B＞A＞C，即粒度＞加酶量＞料液比＞酶解時間。

表1 Box-Behnken試驗設計及結果

表2 響應面試驗回歸模型方差分析

2.2.2 響應面分析

利用Design-Expert. V 8.0.6軟件進行四元二次回歸擬合，得到回歸方程的響應面等高線和曲面圖。結果如圖5所示。

圖5 兩因素交互作用對提取率影響的響應面圖

響應曲面反映了當料液比、加酶量、酶解時間、粒度4個因素的任意兩個變量取零點水平時，其他2個因素的交互作用對不可溶性膳食纖維提取率的影響。曲面陡表明該因素對提取率的影響顯著，曲面平緩表明該因素對提取率的影響不顯著；等高線形狀反映兩因素交互作用的強弱，橢圓形表明交互作用強，圓形則表明交互作用弱；等高線密集表明對提取率影響較大，稀疏表明影響較小。

3 結論

經過響應面法優化，得到復合酶法提取人參渣不可溶性膳食纖維酶法的優化條件：料液比為1∶15（g/mL），加酶量2%，酶解時間1 h，粒度40目。在此條件下，不可溶性膳食纖維的提取率為67.57%。考慮到實際情況，在此條件下進行檢驗試驗，重復3次，最后得到不可溶性膳食纖維提取率為67.15%，與模型理論預測值的偏差約為0.42%，與預測值較接近，說明該模型對試驗擬合較好，即該響應面回歸模型具有可行性，有一定的應用價值。