速溶蘆筍粉的酶解工藝優化及其改善小鼠睡眠功能

楊曉春，黎重陽，張玲玲，王榮春，張英春, ，盧衛紅,

（1.哈爾濱工業大學醫學與健康學院，黑龍江哈爾濱 150001；2.哈爾濱工業大學重慶研究院，特色藥食資源開發智能化裝備研究中心，重慶 401135；3.四川工大西南食品研究有限責任公司，四川巴中 636063）

睡眠是一種較為復雜的生理過程。睡眠功能障礙已成為當前常見疾病，該疾病的發生與精神、生理疾病等密切相關，嚴重損害人們的健康，并影響正常的工作和生活[1]。根據2020 年中國睡眠研究會公布的調查結果顯示，我國約有38.2%的人口存在失眠障礙問題，人均每日睡眠時間不足7 h。近年來，中國人整體入睡時間延遲了2～3 h，且失眠逐漸呈年輕化趨勢。目前，睡眠功能障礙主要依賴于鎮靜催眠類藥物進行治療，但存在一定的成癮性和毒副作用，長時間服用容易使人產生胃腸道不適、乏力以及記憶力減退等癥狀。近年來，消費者開始逐漸意識到植物藥和植物提取物對健康的益處，對保健品的接受度也越來越高。因此，天然植物成分在睡眠健康中的應用需求顯著增加。

蘆筍（Asparagus officinalisL.）又名石刁柏，為天門冬科天門冬屬多年生草本植物[2?3]。蘆筍是一種營養價值和保健價值較高的名貴蔬菜，被列為“世界十大蔬菜之首”，國際上素有“蔬菜之王”的美稱[4?6]。蘆筍營養價值很高[7]，除富含多種維生素和微量元素等成分外[8]，同時含有蘆筍皂苷[9?10]、黃酮[11?12]、多糖[13?14]等多種具有藥用價值的活性成分。其中，蘆筍皂苷因具有較好的調節免疫[15?16]、抗腫瘤[17?18]、降血糖[19]等功效，逐漸受到國內外專家學者的關注。近年來，皂苷類成分，如酸棗仁皂苷，因在治療神經衰弱、改善睡眠等癥方面具有良好的調節作用，逐漸成為治療失眠方面的研究熱點[20?22]。目前，對于蘆筍皂苷在改善睡眠功能方面的研究還鮮有報道。四川省巴中市恩陽區種植綠蘆筍的歷史悠久，恩陽蘆筍已榮獲國家農產品地理標志認證，恩陽區也被授予“中國蘆筍之鄉”的稱號。在前期研究中發現，恩陽蘆筍中蘆筍皂苷含量較為豐富，精深加工潛力較大。本實驗以恩陽綠蘆筍為主要原料，采用響應面法優化速溶粉的酶解工藝條件，同時利用動物實驗考察其改善睡眠功能的效果，旨在為新型蘆筍助睡眠類保健食品的開發提供科學依據。

1 材料與方法

1.1 材料與儀器

恩陽綠蘆筍 巴中市惠豐農業開發有限公司；果膠酶（10 萬U/g）、纖維素（10 萬U/g）夏盛實業集團有限公司；健康昆明種小鼠 體重20±2 g，單一雄性，哈爾濱醫科大學附屬第二醫院動物實驗中心（許可證號：SCXK（黑）2019-001）；菝葜皂苷元 ≥98%純度，上海倍卓生物科技有限公司；冰醋酸 ≥99%純度，北京市通廣精細化工公司；酸棗仁皂苷 ≥98%純度，南京澤朗醫藥科技有限公司；巴比妥鈉（≥95%純度）、戊巴比妥鈉（≥99%純度）Sigma-Aldrich 公司。

YB5001B 電子太平 上海衡際科學儀器有限公司；ES220 精密天子天平 天津市德安特傳感技術有限公司；HH-6 數顯恒溫水浴鍋 常州鴻澤實驗技術有限公司；RE-520 旋轉蒸發儀 上海亞榮生化儀器廠；D-3L 納米高壓均質機 美國phD 科技（國際）有限公司；ADL311-A 臺式噴霧干燥機 日本Yamato 大和科學株式會社。

1.2 實驗方法

1.2.1 速溶蘆筍粉的加工工藝 速溶蘆筍粉的加工工藝流程如下：

1.2.1.1 操作要點 a.前處理：準備好新鮮綠蘆筍，流動水清洗去除表面泥沙，再去除蘆筍根部一端的老皮，控干水分備用；b.燙漂：燙漂水預先加熱至85～90 ℃左右，添加0.03%～0.05%的檸檬酸進行護色。燙漂時筍尖向上，基部先燙漂2～3 min，然后整條再燙漂1～2 min，迅速撈出后冷卻至36 ℃以下，控干水分備用[23?24]；c.酶解：添加一定量纖維素酶和果膠酶（質量比為1:1），在適宜的溫度和pH 下對打漿后的蘆筍漿進行一定時間的酶解處理[25?26]；d.離心：酶解液經過濾后在4000 r/min 下離心10 min 處理[27]；e.均質：均質溫度控制在50～60 ℃，均質壓力控制在25～30 MPa；f.濃縮：將蘆筍漿旋轉蒸發至固形物含量20%以上；g.噴霧干燥：加入麥芽糊精，將蘆筍濃縮液預熱至55 ℃以上后再進行噴霧干燥，進料流量900 mL/h，進風溫度180 ℃，出風溫度100 ℃；h.冷卻、包裝和檢測：待產品冷卻后，在無菌條件下裝入預先準備好的包裝袋內，密封后進行檢測。

1.2.1.2 酶解工藝條件的單因素實驗 a.復合酶添加量對出粉率和蘆筍皂苷含量的影響：在酶解溫度65 ℃，酶解時間2.0 h，pH4.8 的條件下，探究復合酶添加量（果膠酶和纖維素酶按質量比1:1 復配）分別為0.04%、0.06%、0.08%、0.10%、0.12%和0.14%時，對出粉率和蘆筍皂苷含量的影響；b.酶解溫度對出粉率和蘆筍皂苷含量的影響：在復合酶添加量選擇a 得出的最優結果，酶解時間2.0 h，pH4.8 的條件下，探究酶解溫度分別為55、60、65、70、75 和80 ℃時，對出粉率和蘆筍皂苷含量的影響；c.酶解時間對出粉率和蘆筍皂苷含量的影響：在復合酶添加量、酶解溫度分別選擇a、b 得出的最優結果，pH4.8 的條件下，探究酶解時間分別為0.5、1.0、1.5、2.0、2.5 和3.0 h 時，對出粉率和蘆筍皂苷含量的影響；d.pH 對出粉率和蘆筍皂苷含量的影響：在復合酶添加量、酶解溫度、酶解時間分別選擇a、b、c 得出的最優結果的條件下，探究pH 分別為3.6、4.0、4.4、4.8、5.2 和5.6 時，對出粉率和蘆筍皂苷含量的影響。

1.2.1.3 酶解工藝條件的響應面試驗 根據1.2.1.2的單因素實驗結果，分別選取復合酶添加量、酶解時間、酶解溫度和pH 作為Box-Behnken 試驗設計的關鍵因素，速溶蘆筍粉出粉率和蘆筍皂苷含量為響應值，采用Design Exper.V 8.0.6.1 軟件進行Box-Behnken試驗設計。試驗因素和水平設計見表1。

表1 響應面試驗設計表Table 1 Experimental design of RSM

1.2.2 指標檢測

1.2.2.1 速溶蘆筍粉的出粉率測定 在噴霧干燥、冷卻至常溫后，取樣測定速溶蘆筍粉的出粉率。速溶蘆筍粉的出粉率用以下公式計算：

式中：A 為噴霧干燥后最終獲得的速溶蘆筍粉總質量，g；B 為蘆筍原料質量，g。

1.2.2.2 速溶蘆筍粉中總皂苷的測定方法 參照葛思琪等、才衛川等[28?29]的實驗方法，并加以改進。精密稱取20.0 mg 菝葜皂苷元，加甲醇溶解并定容至10 mL 容量瓶中，得2 mg/mL 溶液。再分別稀釋成梯度為0.2、0.4、0.8、1.0 mg/mL 的菝葜皂苷元標準溶液，備用。分別移取上述不同濃度的菝葜皂苷元標溶液100 μL，置于20 mL 的具塞量筒中，于70 ℃水浴將溶劑揮發至干。依次加入0.2 mL 5%香草醛乙酸溶液，0.8 mL 高氯酸溶液（70%），振動混勻，加塞于70 ℃水浴中靜置15 min，取出后再冰浴5 min，冷卻至室溫。最后加入冰醋酸（≥99%）5 mL，振蕩混勻即可。以甲醇為空白，按照上述操作方法制備參比溶液，于535 nm 波長下測定吸光度值，最終以吸光度為縱坐標，不同濃度（mg/mL）的菝葜皂苷元為橫坐標，繪制標準曲線，經回歸分析，得回歸方程為y=1.1928x?0.0135，R2=0.9987。表明菝葜皂苷元標準曲線在0.2～1.0 mg/mL 范圍內與吸光度呈現良好的線性關系，可作為蘆筍總皂苷含量測定的標準曲線。

精密稱取實驗制備的速溶蘆筍粉樣品10.0 g，用25 mL 蒸餾水溶解于500 mL 三角瓶中。按測定標準曲線的方法測定速溶蘆筍粉的吸光值，以不加速溶蘆筍粉為空白對照，計算速溶蘆筍粉中的蘆筍總皂苷含量。蘆筍皂苷含量用以下公式計算：

式中：X 為蘆筍總皂苷含量，%；A 為樣品顯色后吸光值；a 為回歸直線斜率；b 為回歸直線截距；m 為樣品質量，g；V1為樣品溶解定容體積，mL；V2為樣品加樣體積，mL。

1.2.3 速溶蘆筍粉干預小鼠睡眠功能實驗 參照馬淑鳳等、黃云祥等[30?31]實驗方法，并加以改進。飼養環境，23±2 ℃，濕度55%±10%，12 h 光照，12 h 黑暗，自由供給食物和水。適應性喂養7 d 后，隨機分為5 組，每組10 只，即空白對照組（NC）、陽性對照組（酸棗仁皂苷360 mg·kg?1，以粗品的濃度計）、速溶蘆筍粉低、中、高劑量組分別設置為50、100 和200 mg·kg?1（速溶蘆筍粉推薦劑量為成人（按60 kg 體質量計）每日人 300 mg，相當于 5 mg 每日kg 體質量。速溶蘆筍粉低、中、高劑量組分別設人體推薦量的10、20、40 倍，以粗品的濃度計）。每天灌胃1 次，空白對照組給予生理鹽水，連續30 d。在末次灌胃15 min 后，分別進行戊巴比妥鈉閥下劑量催眠實驗、巴比妥鈉睡眠潛伏期實驗和延長戊巴比妥鈉睡眠時間實驗。本研究的動物實驗方案獲得哈爾濱工業大學實驗動物福利倫理審查委員會批準（批準編號：（IACUC-2021075），并且嚴格按照哈爾濱工業大學實驗動物福利倫理審查委員會的管理要求進行實驗操作。

1.2.3.1 戊巴比妥鈉閥下劑量催眠實驗 給各實驗組按32 mg/kg 體質量的劑量腹腔注射戊巴比妥鈉，注射量為0.1 mL/10 g 體質量，以小鼠翻正反射消失達1 min 以上為入睡判斷標準，記錄各組入睡動物數和睡眠發生率。

1.2.3.2 巴比妥鈉睡眠潛伏期實驗 給各實驗組按290 mg/kg 體質量的劑量腹腔注射巴比妥鈉，注射量為0.1 mL/10 g 體質量，以小鼠翻正反射消失為指標，觀察受試物能否縮短巴比妥鈉睡眠潛伏期。

1.2.3.3 延長戊巴比妥鈉睡眠時間實驗 給各實驗組按41 mg/kg 體質量的劑量腹腔注射戊巴比妥鈉，注射量為0.1 mL/10 g 體質量，以小鼠翻正反射消失為指標，觀察受試物能否延長戊巴比妥鈉睡眠時間。

1.3 數據處理

實驗所有數據測定三次，繪圖采用GraphPad Prism 7 軟件，響應面分析軟件為 Design Exper.V 8.0.6.1，采用IBM SPSS Statistics 26 進行顯著性分析和方差分析。

2 結果與分析

2.1 單因素實驗結果

2.1.1 復合酶添加量的影響 復合酶添加量對出粉率和蘆筍皂苷含量的影響結果如圖1 所示。隨著復合酶添加量的增多，出粉率和皂苷含量均呈現明顯增加趨勢，特別是0.04%至0.10%區間，二者增加趨勢明顯。當復合酶添加量達到0.12%時，出粉率和皂苷含量分別為39.3%和17.9%。而當復合酶添加量繼續增加后，二者增加趨勢均十分緩慢并趨于平緩。這可能是因為酶的濃度受到添加量的影響，隨著酶濃度的增加，復合酶酶解速率增加，導致出粉率和皂苷含量增加，但當添加量過多時，酶的濃度達到飽和狀態，從而抑制了酶解作用。故在本實驗的考察范圍內復合酶的最佳添加量為0.12%。

圖1 復合酶添加量對出粉率和蘆筍皂苷含量的影響Fig.1 Effect of compound enzyme addition amount on the powder yield and total saponins from asparagus

2.1.2 酶解溫度的影響 酶解溫度對出粉率和蘆筍皂苷含量的影響結果如圖2 所示。自55 ℃開始，隨著酶解溫度的增加，出粉率和皂苷含量都是先明顯增加，70 ℃以后則均開始快速減少，此時出粉率和皂苷含量分別為39.5%和19.5%。這一現象可能是因為在初始階段，隨著溫度升高后會增加酶的活性，從而加速酶解效率。但超過一定的溫度后，酶蛋白分子就會發生失活變性，從而失去酶解作用?？梢姕囟冗^低或過高均不利于酶解反應的發生。故在本實驗的考察范圍內最佳酶解溫度為70 ℃。

圖2 酶解溫度對出粉率和蘆筍皂苷含量的影響Fig.2 Effect of enzymolysis temparature on the powder yield and total saponins from asparagus

2.1.3 酶解時間的影響 酶解時間對出粉率和蘆筍皂苷含量的影響結果如圖3 所示。隨著酶解時間的延長，出粉率和皂苷含量均逐漸升高。當酶解達到2.0 h 后，出粉率和皂苷含量分別達到40.1%和21.7%。隨著酶解時間延長，二者增加趨勢均十分緩慢并趨于平緩。酶解3.0 h 后，出粉率和蘆筍皂苷含量與2.0 h的值變化不明顯。這可能是因為隨著酶解時間的增加，復合酶對植物細胞壁的作用不斷加大，使其充分發揮酶解作用。但是當底物完全被耗盡后，即使繼續增加酶解時間，出粉率和蘆筍皂苷含量也會不再增加。故在本實驗的考察范圍內最佳酶解時間為2.0 h。

圖3 酶解時間對出粉率和蘆筍皂苷含量的影響Fig.3 Effect of enzymolysis time on the powder yield and total saponins from asparagus

2.1.4 pH 的影響 pH 對出粉率和蘆筍皂苷含量的影響結果如圖4 所示。當pH 達到4.4 時，出粉率和蘆筍皂苷含量開始明顯增加，在pH5.2 時達到最大值，出粉率和皂苷含量分別達到41.2%和21.5%。而后又開始呈現明顯下降趨勢?？梢娒附膺^程中的pH 對最終的出粉率和蘆筍皂苷含量均有明顯影響，這是因為pH 影響著酶的活性，適宜的pH 有利于酶和底物結合，pH 過低或過高均不利于酶解反應的發生，甚至有一定的抑制作用。故在本實驗的考察范圍內最佳pH 為5.2。

圖4 pH 對出粉率和蘆筍皂苷含量的影響Fig.4 Effect of pH on the powder yield and total saponins from asparagus

2.2 響應面試驗結果

根據單因素實驗結果，以復合酶添加量、酶解溫度、酶解時間和pH 作為因素，以出粉率和蘆筍皂苷含量為響應值，用Box-Behnken 設計試驗，試驗方案及結果見表2。

表2 響應面試驗設計及結果Table 2 Design and results of RSM

2.2.1 酶解工藝條件對出粉率的影響 以出粉率為響應值，建立酶解工藝參數回歸模型。回歸方程為：

Y1=43.20+0.24A?0.68B+0.97C+0.47D?0.25AB?0.30AC?0.28AD?1.47BC?0.83BD?0.85CD?1.92 A2?1.61B2?1.85C2?2.19D2

該方程的決定系數R2=0.9804，變異系數（C.V.）為0.93，在可接受范圍內。方差分析結果詳見表3。

表3 出粉率的回歸方程方差分析Table 3 Regression equation variance analysis of powder yield

由表3 分析結果可知，F模型=49.94，整體模型極為顯著（P<0.0001），失擬項不顯著（P=0.1015>0.05），說明方程和試驗擬合較好。該模型的調整相關系數（R2Adj=0.9607）接近1，說明變量間的線性相關程度密切。本試驗的噪音信號比（Adeq Precision=23.717）大于4，說明模型的信號適中，可對試驗結果進行準確預測。綜上所述，該試驗結果可靠，本試驗所得二次回歸方程能很好地對響應值進行預測。

由回歸方程系數顯著性檢驗可知，該模型的一次項B、C、D 和二次項A2、B2、C2、D2對出粉率的影響極顯著（P<0.01），一次項A 影響顯著（P<0.05）。交互項BC、BD 和CD 影響極顯著（P<0.01）。對一次項回歸系數的絕對值大小進行比較可知，對出粉率影響作用的大小順序為：C>B>D>A，即酶解時間>酶解溫度>pH>復合酶添加量。

響應面圖形是響應值對各試驗因子A、B、C、D 構成的三維空間的曲面圖。通過模型方程所得的具有極顯著影響的響應曲面圖和等高線圖如圖5 所示。3 個響應面均為開口向下的凸形曲線，說明響應值存在極大值。此外，酶解溫度和酶解時間（BC）、酶解溫度和pH（BD）、酶解時間和pH（CD）的響應面圖的坡度均趨勢陡峭，且等高線較密集，表明3 因素之間的交互作用對出粉率的影響較大，交互作用顯著，與方差分析結果一致。

圖5 酶解溫度、酶解時間和pH 對出粉率影響的響應圖和等高線圖Fig.5 Response surface and counter showing the interactive effects of enzymolysis temperature,time and pH on the powder yield

2.2.2 酶解工藝條件對皂苷含量的影響 以皂苷含量為響應值，建立酶解工藝參數回歸模型?；貧w方程為：

Y2=21.82+0.19A?0.28B+0.48C+0.27D?0.28AB?0.15AC+0.000AD?0.82BC?0.45BD?0.55CD?0.81A2?0.90B2?0.74C2?1.15D2

該方程的決定系數R2=0.9445，變異系數（C.V.）為1.57，在可接受范圍內。方差分析結果詳見表4。

表4 皂苷含量的回歸方程方差分析Table 4 Regression equation variance analysis of saponin content

由表4 分析結果可知，F模型=17.03，整體模型極為顯著（P<0.0001），失擬項不顯著（P=0.9624>0.05），說明方程和試驗擬合較好。該模型的調整相關系數（R2Adj=0.8891）接近1，說明變量間的線性相關程度密切。本試驗的噪音信號比（Adeq Precision=13.851）大于4，說明模型的信號適中，可對試驗結果進行準確預測。綜上所述，該試驗結果可靠，本試驗所得二次回歸方程能很好地對響應值進行預測。

由回歸方程系數顯著性檢驗可知，該模型的一次項B、C，交互項BC、CD 以及二次項A2、B2、C2、D2對皂苷含量的影響極顯著（P<0.01），一次項D 和交互項BD 影響顯著（P<0.05）。對一次項回歸系數的絕對值大小進行比較可知，對皂苷含量影響作用的大小順序為：C>B>D>A，即酶解時間>酶解溫度>pH>復合酶添加量。

響應面圖形是響應值對各試驗因子A、B、C、D構成的三維空間的曲面圖。通過模型方程所得的具有顯著性和極顯著性影響的響應曲面圖和等高線圖如圖6 所示。3 個響應面均為開口向下的凸形曲線，說明響應值存在極大值。此外，酶解溫度和酶解時間（BC）、酶解溫度和pH（BD）、酶解時間和pH（CD）的響應面圖的坡度均趨勢陡峭，且等高線較密集，表明3 因素之間的交互作用對皂苷含量的影響較大，交互作用顯著，與方差分析結果一致。

圖6 酶解溫度、酶解時間和pH 對皂苷含量影響的響應圖和等高線圖Fig.6 Response surface and counter showing the interactive effects of enzymolysis temperature,time and pH on the saponin content

2.2.3 酶解工藝條件驗證實驗 在選取的各因素范圍內，由Design Exper.V 8.0.6.1 軟件處理后，經對兩個響應值的結果進行擬合，分析得到的酶解最佳工藝條件為：復合酶添加量0.12%，酶解溫度67.88 ℃，酶解時間2.23 h，pH5.24，模型預測的出粉率為43.60%，皂苷含量為22.0%。考慮實際操作的可信性，選取條件為：復合酶添加量為0.12%，酶解溫度為68 ℃，酶解時間為2.2 h，pH 為5.2。為驗證預測結果的可行度，在該最佳條件下做3 次平行實驗，得到的實際值為：速溶蘆筍粉出粉率42.7%，皂苷含量21.4%，與理論預測值基本一致（誤差在3%以內）。因此，經響應面優化所得的酶解工藝條件參數準確可靠，具有一定的實際指導意義。

2.3 速溶蘆筍粉干預小鼠睡眠功能實驗結果

2.3.1 速溶蘆筍粉對小鼠體重的影響 如圖7 所示，與空白組和陽性對照組相比，各劑量組小鼠的初始體重和終止體重均無顯著差異（P>0.05）。此外，在給予受試物1.0 h 內各組均未出現直接睡眠情況，符合《保健食品檢驗與評價技術規范實施手冊》中相關規定。

圖7 受試物對小鼠體重的影響Fig.7 The effect of test drug on body weight of mice

2.3.2 速溶蘆筍粉對小鼠睡眠發生率的影響 如圖8所示，空白組小鼠無一入睡，睡眠發生率為0%。與空白組相比，當速溶蘆筍粉作用濃度在50～200 mg/kg·bw范圍內時，低、中、高劑量組對小鼠的睡眠發生率分別為26.7%、36.7%和43.3%，各劑量組均能極顯著增加小鼠睡眠發生率（P<0.001），且速溶蘆筍粉的刺激作用呈濃度依賴性。另外，中劑量組（100 mg/kg·bw）小鼠的睡眠發生率與陽性對照組基本一致。以上結果表明速溶蘆筍粉具備良好的催眠效果。

圖8 受試物對小鼠睡眠發生率的影響Fig.8 The effect of test drug on sleeping rate of mice

2.3.3 速溶蘆筍粉對小鼠睡眠潛伏期的影響 如圖9所示，空白組小鼠的自然睡眠潛伏期為35.73 min。與空白組相比，當速溶蘆筍粉作用濃度在50～200 mg/kg·bw 范圍內時，小鼠睡眠潛伏期分別減少了6.76 min（P<0.05）、9.43 min（P<0.001）和10.6 min（P<0.001），速溶蘆筍粉的刺激作用呈濃度依賴性。另外，中、高劑量組小鼠的睡眠潛伏期與陽性對照組基本一致。以上結果表明，速溶蘆筍粉具備良好的降低睡眠潛伏期的效果。

圖9 受試物對小鼠睡眠潛伏期的影響Fig.9 The effect of test drug on sleeping delitescence of mice

2.3.4 速溶蘆筍粉對延長小鼠睡眠時間的影響 如圖10 所示，空白組小鼠的睡眠時間一般為29.47 min。與空白組相比，當速溶蘆筍粉作用濃度在50～200 mg/kg·bw 范圍內時，小鼠睡眠時間分別增加了6.93 min（P<0.01）、10.06 min（P<0.001）和17.16 min（P<0.001），速溶蘆筍粉的刺激作用呈濃度依賴性。另外，中、高劑量組小鼠的睡眠潛伏期與陽性對照組基本一致。以上結果表明，速溶蘆筍粉具備良好的延長小鼠睡眠時間的效果。

圖10 受試物對延長小鼠睡眠時間的影響Fig.10 The effect of test drug on prolonged sleep time of mice

3 結論

本研究通過單因素實驗和Box-Behnken 試驗，得出速溶蘆筍粉最佳酶解工藝條件為：復合酶添加量0.12%、酶解溫度68 ℃、酶解時間2.2 h、酶解pH5.2，在此條件下速溶蘆筍粉出粉率為42.7%，皂苷含量為21.4%。在本實驗條件下建立的二次回歸模型準確，擬合性較好。此外，利用該最佳工藝條件制備的速溶蘆筍粉，研究其改善小鼠睡眠的功能。結果表明，該速溶蘆筍粉的低、中、高劑量組對小鼠的睡眠發生率、睡眠潛伏期和睡眠時間均顯著優于空白對照組（P<0.05），助睡眠作用效果呈劑量依賴性增強。本研究的開展可為蘆筍速溶粉的工業化生產提供一定的理論指導，也為蘆筍皂苷的助睡眠機理研究奠定了良好的基礎，同時對于蘆筍系列產品的精深開發起到了較好的推動作用，具有較高的科研價值和社會經濟效益。