響應面法優化油茶果殼酸水解法生產木糖的工藝研究

李彥勛梁文歐李康準劉婧陳昆平黃敏

(1.廣東茂名農林科技職業學院，廣東 茂名 525000；2.廣東石油化工學院，廣東 茂名 525000)

木糖(Xylose)屬五碳糖，一般以多縮戊糖木聚糖的形式存在于植物體內的半纖維素中[1-3]。玉米芯中多縮戊糖含量達到35%～40%，被作為生產木糖的主要原料[4]。國內外學者分別以甘蔗渣[5]、榛子殼[6]、高粱桿[7]、稻殼[8]等作為原料進行不同方法生產木糖的研究。木糖原料預處理方法主要有物理法、化學法和生物法[9]，不同的處理方法其優缺點都很明顯。目前，工業生產的木糖均由低聚木糖水解，異麥芽酮糖、低聚果糖和乳果糖等均屬于功能性低聚糖，由于聚合度低，通過酸、堿、酶等物質處理，可水解為木糖，處理的方法有酸水解法、堿水解法、酶解法、蒸煮法等[10]。田心健等[11]通過研究半纖維素的分解產物，得到低聚木糖、木糖、阿拉伯糖和甘露糖等組分。綜合考慮催化劑種類和來源、木糖得率、損失率等因素，酸水解法仍然是目前工業化生產木糖的主要方法[12]。同時酸水解法生產木糖的工藝技術和木糖產量直接相關，對木糖產業發展具有重要指導意義，在總結前人研究的基礎上，采用響應面法優化油茶果殼酸水解法生產木糖的工藝參數。

1 材料與方法

1.1 材料與試劑

原料油茶果殼由廣東省茂名市信宜龍耕油茶基地提供。濃鹽酸、濃硫酸、乙醇、甲苯均為分析純，廣州東紅化工廠；氫氧化鈣、氨水、三氯化鐵均為分析純，國藥集團化學試劑有限公司；地衣酚為化學純，廣州東紅化工廠；D-木糖為生化試劑，天津市光復精細化工研究所。

1.2 儀器與設備

PHS-25數顯pH計，上海儀電科學儀器股份有限公司；SHZ-D(III)循環水式真空泵，鞏義市英峪豫華儀器廠；101A-2B型電熱鼓風干燥箱，上海市試驗儀器總廠；722可見光分光光度計，上海舍巖儀器有限公司；HH-6數顯恒溫水浴鍋，江蘇新春蘭科學儀器有限公司；JA1203分析天平，浙江賽德儀器設備有限公司。

1.3 試驗方法

1.3.1 樣品制備

原料經除雜于烘箱中60℃干燥,過40目篩，蒸汽爆破，用10%氨水處理48h，水洗，用甲苯與乙醇(V∶V=2∶1)混合溶劑浸提10h，過濾，濾渣于60℃烘干，備用。

1.3.2 木糖的提取

稱取油茶果殼粉末5.0g于250mL錐形瓶內，加水煮沸到無明水。加入45mL 3.0%的硫酸溶液水解油茶果殼，在90℃條件下水解時間2h，過濾得到水解液，備用。

1.3.3 木糖含量的測定

參照王君福等的方法[13]。木糖標準曲線的制作見圖1。

圖1 木糖標準曲線

1.3.4 單因素試驗

分別考察固液比(1∶6、1∶7、1∶8、1∶9、1∶10)、硫酸溶液濃度(1.0%、2.0%、3.0%、4.0%、5.0%)、溫度(80℃、85℃、90℃、95℃、100℃)，時間分別為1h、1.5h、2h、2.5h、3h,固定水平:固液比為1∶9，硫酸溶液濃度為3.0%，處理時間為2h，溫度為90℃條件下對木糖得率的影響。

1.3.5 數據處理

所有試驗進行3次重復，所得數據采用Design-Expert 8.0.6進行響應面分析，分析模型各項數據，驗證結果。通過Excel 2010和IBM SPSS Statistics 22.0繪制標準曲線和含量計算。

2 結果與分析

2.1 單因素試驗結果

2.1.1 固液比對木糖得率的影響

圖2 固液比對木糖得率的影響

由圖2可知，隨著固液比的增大，油茶果殼水解液的木糖得率一直增大。原因可能是固液比越大，水解越徹底，木糖得率越高。固液比較高時，浸提液無法將油茶果殼中的木糖完全浸提出來，導致木糖得率降低；過低的固液比會造成水資源浪費，且產物濃度的升高會加大后續蒸發濃縮等過程的能耗和難度。綜合考慮，選取固液比1∶8～1∶10g·mL-1作為響應面試驗的固液比考察范圍。

2.1.2 硫酸溶液濃度對木糖得率的影響

由圖3可知，隨著油茶果殼水解液水解過程中所添加稀硫酸濃度的逐漸上升，水解液中木糖的濃度呈現先上升再緩慢下降的趨勢。當酸濃度約為3.00%時，木糖得率達到最高(約為26.49%)。較高的酸濃度對設備的腐蝕性增大，且高濃度酸會催化單糖降解和其它非半纖維素物質發生副反應，導致水解液中的副產物(主要為乙酸、醌類、糠醛等物質)濃度升高[14]，水解液顏色加深，不利于木糖的分離、純化，降低了木糖得率。綜合分析，選取硫酸濃度為2%～4%作為響應面試驗的硫酸濃度的考察范圍。

圖3 稀酸濃度對木糖得率的影響

2.1.3 水解溫度對木糖得率的影響

由圖4可知，隨著水解溫度的升高，油茶果殼水解液的木糖得率先增大，90℃達到最大值再降低。原因可能是水解溫度低導致水解反應緩慢，水解液難以在較短時間生成木糖。過高的處理溫度也會導致副產物濃度增加[15]。高溫條件也會導致部分戊糖轉化為糠醛，降低木糖得率[16]。綜合考慮，選取溫度80～100℃作為響應面試驗的處理時間考察范圍。

圖4 溫度對木糖得率的影響

2.1.4 時間對木糖得率的影響

由圖5可知，酸水解時間在1～3h時，隨著油茶果殼水解液水解時間的延長，油茶果殼水解液中木糖得率都略微增加，這表明水解反應在持續進行。隨著水解時間的延長，油茶果殼的木糖得率逐漸增大，在2h時達到最大值(16.28%)，后又降低。可能是長時間的水解會導致木糖轉化為糠醛。綜合考慮，選取2h作為響應面試驗的處理時間。

圖5 水解時間對木糖得率的影響

2.2 響應面法試驗結果

2.2.1 響應面試驗設計

根據Box-Behnken在單因素試驗的基礎上，采用3因素(固液比、硫酸溶液濃度、水解溫度)3水平的響應面法確定油茶果殼制備木糖醇的最佳工藝參數，因素水平表見表1，響應面分析方案見表2。

表1 響應面試驗因素與水平設計

2.2.2 回歸方程模型的建立及顯著性分析

根據響應面試驗結果，采用ANOVA對表2中的數據進行多元二次回歸，得到木糖得率(Y)與固液比(A)、硫酸溶液濃度(B)、水解溫度(C)之間的二次多項回歸方程：Y=+28.81+3.29A-0.94B+1.82C-4.51A2-4.82B2-5.32C2+0.54AB+1.52AC+0.59BC，應用Design Expert回歸分析對方程和各個因子進行分析，結果見表3。

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(Pr>F)值越小,則相應變量的顯著程度越高，p(Pr>F)<0.01時影響為高度顯著，p(Pr>F)<0.05影響顯著。模型回歸p為0.0001，說明模型回歸顯著可靠，失擬項為0.2407，所以不顯著。由表2、表3的分析結果可以看出，A(固液比)、B(硫酸溶液濃度)、C(水解溫度)3個因素對木糖的得率影響顯著(p(Pr>F)<0.05)，同時A(固液比)和C(水解溫度)交互項對木糖的得率影響顯著(p(Pr>F)<0.05)，A2(固液比)、B2(硫酸溶液濃度)、C2(水解溫度)對木糖的得率影響高度顯著p(Pr>F)<0.01，說明固液比、硫酸溶液濃度、水解溫度對木糖得率的影響不是簡單的線性關系，平方項和交互項也有很重要的作用，這與模型分析的結果相同。此響應面模型的回歸系數R2=0.9040，說明方程模型的響應值(木糖得率)變化90.40%由所選因變量決定，即固液比、硫酸溶液濃度、水解溫度的變化。同時模型可以解釋試驗數據中90.40%的點。回歸方程能較好地描述與響應值之間的真實關系，利用此回歸方程對試驗結果進行計算是合理的。該模型是合適的，可以用此模型對發酵水解液木糖提取木糖醇進行分析和預測，在選取的因素水平范圍內，各因素對結果的影響排序為A(固液比)>C(水解溫度)>B(硫酸溶液濃度)。

表2 響應面試驗方案與結果

表3 回歸模型方差分析

2.2.3 交互作用分析

圖6～8是通過多元回歸方程所做的響應曲面圖和等高線圖，擬合的響應曲面和等高線圖能直觀反應各因素間的交互作用。

響應面曲面圖和等高線圖可以看出3個因素的交互作用對響應值的影響情況，等高線圖越陡峭表示因素的效應越大。由圖6～8可以看出，3個響應曲面均為開口向下的凸形曲面，且等高線最小橢圓的中心在所選的數值范圍內，說明響應值(水解液木糖得率)在3個因子設計的范圍內存在最大值。RSM分析模型給出了模型推測的油茶果殼水解液木糖的最大得率為28.76%，此時對應的模型推算的最佳提取結果可以為固液比1∶9.13，硫酸溶液濃度2.99%，水解溫度89℃，木糖得率最優值28.76%。

圖6 交互作用AB對木糖提取率的影響

圖7 交互作用AC對木糖提取率的影響

圖8 交互作用BC對木糖提取率的影響

2.2.4 最佳工藝參數確定及試驗結果驗證

通過響應面優化和參數修正，得到最優試驗方案：固液比為1∶9.13，硫酸溶液濃度為3.00%，水解溫度為89℃，在最優條件下平行進行3次試驗，平行試驗的結果分別是28.37%、27.95%、27.74%，木糖平均得率為27.69%，RSD(相對標準偏差)=3.72%，試驗結果表明，此試驗重現性良好。響應面法優化油茶果殼為原料酸水解法制備木糖各工藝參數切實可行、重現性好。

3 結論

通過單因素試驗和響應面試驗數據分析，稀硫酸預處理油茶果殼制備木糖的較優工藝條件為固液比1∶9.13，硫酸溶液濃度3.00%，水解溫度89℃，處理時間2h，此條件下驗證油茶果殼制備木糖的得率高達27.69%。稀酸預處理油茶果殼制備木糖過程中，處理溫度對預處理效果影響顯著，而處理時間的影響不顯著，稀酸預處理過程中各因素對油茶果殼木糖提取率影響大小順序為固液比>水解溫度>硫酸濃度。