畢云楓，李彤昕，閆璐，王溪竹，陶偉明，孫航，鄭明珠，劉景圣

（吉林農(nóng)業(yè)大學(xué)食品科學(xué)與工程學(xué)院，吉林長(zhǎng)春130118）

人參屬于五加科人參屬，多年生草本植物。在中國(guó)，人參歷來(lái)被譽(yù)為“百草之王”，是“滋陰補(bǔ)生，扶正固本”之極品，含多種皂甙和多糖類(lèi)成分。人參的肉質(zhì)根為著名強(qiáng)壯滋補(bǔ)藥，適用于抗疲勞、提高腦攝氧能力、調(diào)整血壓、恢復(fù)心臟功能、神經(jīng)衰弱及身體虛弱等癥，也有祛痰、健胃、利尿、興奮等功效。我國(guó)的人參加工利用率較低，產(chǎn)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(guò)程中伴隨產(chǎn)生的副產(chǎn)物，無(wú)副作用，而且還含有淀粉以及大量的膳食纖維等營(yíng)養(yǎng)物質(zhì)。

膳食纖維根據(jù)其溶解性分為水不溶性膳食纖維（insoluble dietary fiber，IDF）和水溶性膳食纖維（soluble dietary fiber，SDF）。膳食纖維主要具有以下幾個(gè)重要生理功能：增加飽腹感，預(yù)防肥胖癥；降低血糖水平，預(yù)防糖尿??；調(diào)節(jié)血脂水平，預(yù)防和改善心血管疾??；潤(rùn)腸通便，調(diào)整腸道菌群，防治便秘和結(jié)腸癌等功能特性[1-5]。此外膳食纖維也可以作為一種功能性食品基料添加到很多食品中，以提高食品的營(yíng)養(yǎng)價(jià)值，從而推動(dòng)功能性食品的發(fā)展。目前利用人參渣提取膳食纖維的研究非常少。制備膳食纖維的方法主要有化學(xué)法、酶法和超聲波輔助法等[6-9]。本試驗(yàn)以復(fù)合酶法制備人參渣膳食纖維，通過(guò)單因素和響應(yīng)面試驗(yàn)優(yōu)化提取工藝，以期獲得一種高效、環(huán)保的提取工藝，提高原料的膳食纖維得率，對(duì)解決環(huán)境污染問(wèn)題，促進(jìn)人參殘?jiān)木C合利用以及解決現(xiàn)有的人參資源利用率低，原料浪費(fèi)嚴(yán)重等問(wèn)題具有重要意義[10-13]。

1 材料與方法

1.1 材料與試劑

人參殘?jiān)杭趾昃蒙锟萍加邢薰?；?淀粉酶（活力 4 000 U/g）、蛋白酶（活力 100 U/mg）：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(shè)備

FW-100高速萬(wàn)能粉碎機(jī)：天津市泰斯特儀器有限公司；DHG-9073BS-III電熱恒溫鼓風(fēng)干燥箱、KYC-100B空氣恒溫?fù)u床：上海新苗醫(yī)療器械制造有限公司；H-2050R離心機(jī)：長(zhǎng)沙湘儀離心機(jī)儀器有限公司；LGJ-12冷凍干燥機(jī)：北京松源華興科技發(fā)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(guò)篩→料液比1∶25（g/mL）加水→調(diào)pH值至6.0加入淀粉酶→放入60℃搖床1 h（180 r/min）→取出放涼→調(diào)pH值至7.5加入蛋白酶→放入45℃搖床1 h（180 r/min）→取出離心（4 000 r/min，20 min）→85℃烘干稱(chēng)重，得到的粉末即為不可溶性膳食纖維。

1.3.2 單因素試驗(yàn)

準(zhǔn)確稱(chēng)取一定量的人參渣，設(shè)計(jì)料液比[1∶15、1 ∶20、1 ∶25、1 ∶30、1 ∶35（g/mL）]、淀粉酶和蛋白酶（質(zhì)量比 1∶1）的添加量（0.125%、0.25%、0.5%、0.75%、1.0%）、酶解時(shí)間（1、2、3、4、5 h）以及粒度（40、60、80、100、120目）的4個(gè)單因素試驗(yàn)，研究4個(gè)因素對(duì)人參不可溶膳食纖維提取率的影響，進(jìn)而確定因素以及水平范圍內(nèi)響應(yīng)面試驗(yàn)的設(shè)計(jì)。

1.3.3 響應(yīng)面試驗(yàn)

在單因素試驗(yàn)結(jié)果的基礎(chǔ)上，以IDF提取率為主要指標(biāo)，選取料液比、加酶量、酶解時(shí)間和粒度為影響變量進(jìn)行響應(yīng)面試驗(yàn)。采用Design-Expert.V8.0.6統(tǒng)計(jì)軟件，設(shè)計(jì)四因素三水平二次回歸方程，擬合各因素和總膳食纖維提取率之間的函數(shù)關(guān)系[14]。

1.3.4 試驗(yàn)結(jié)果測(cè)定方法

IDF（不可溶性膳食纖維）提取率/%=（m1/m2）×100

式中：m1為提取物中不可溶性膳食纖維質(zhì)量，g；m2為提取物中的總膳食纖維質(zhì)量，g[15]。

2 結(jié)果與分析

2.1 單因素試驗(yàn)結(jié)果分析

2.1.1 料液比對(duì)IDF得率的影響

在料液比分別設(shè)為 1 ∶15、1 ∶20、1 ∶25、1 ∶30、1 ∶35（g/mL），加酶量 0.5%，酶解時(shí)間 1 h，粒度 80 目的條件下，測(cè)定IDF提取率，試驗(yàn)重復(fù)3次，研究料液比對(duì)人參渣IDF提取率的影響，結(jié)果如圖1所示。

圖1 料液比對(duì)IDF提取率的影響Fig.1 Effect of ratio of material to liquid on extraction rate of IDF

由圖1可以看出，隨著溶劑體積的增大，IDF提取率先升后降。當(dāng)料液比在 1 ∶15（g/mL）～1 ∶25（g/mL）時(shí)，IDF提取率逐漸增大，在1∶25（g/mL）時(shí)達(dá)到峰值；當(dāng)料液比在 1 ∶25（g/mL）～1 ∶35（g/mL）時(shí)，IDF 提取率逐漸降低。這是由于在酶濃度不變而底物濃度較高時(shí)，酶與反應(yīng)物可以更好地接觸從而進(jìn)行反應(yīng)。隨著底物濃度的減小，酶與可反應(yīng)物的作用也會(huì)相對(duì)減少，因此提取率將逐漸減小。綜上可知，IDF的提取率在1∶25（g/mL）時(shí)達(dá)到最高，隨后逐漸下降。

2.1.2 加酶量對(duì)IDF得率的影響

在加酶量分別設(shè)為0.125%、0.25%、0.5%、0.75%、1.0%，料液比 1 ∶25（g/mL），酶解時(shí)間 1 h，粒度 80 目的條件下，測(cè)定IDF提取率，試驗(yàn)重復(fù)3次，研究加酶量對(duì)人參渣IDF提取率的影響，結(jié)果如圖2所示。

圖2 加酶量對(duì)IDF提取率的影響Fig.2 Effect of enzyme addition on extraction rate of IDF

由圖2可以看出，隨著加酶量的增加，IDF的提取率先升后降。當(dāng)加酶量在0.125%～0.5%時(shí)，IDF提取率逐漸增大，在0.5%時(shí)達(dá)到峰值；當(dāng)加酶量在0.5%～1.0%時(shí)，IDF提取率逐漸降低。這是由于淀粉酶和蛋白酶在初始階段對(duì)膳食纖維的含量有著限制性的作用，隨著酶用量的增加，樣品中淀粉與蛋白的去除率增加，膳食纖維的提取率增高。但當(dāng)加酶量達(dá)到0.5%以后，淀粉酶量對(duì)于樣品已經(jīng)達(dá)到飽和作用，所以IDF提取率不升反降[16]。綜上可知，IDF的提取率在加酶量為0.5%時(shí)達(dá)到最高，隨后逐漸下降。

2.1.3 酶解時(shí)間對(duì)IDF提取率的影響

在酶解時(shí)間分別設(shè)為 1、2、3、4、5h，料液比1∶25（g/mL），加酶量0.5%，粒度80目的條件下，測(cè)定IDF提取率，試驗(yàn)重復(fù)3次，研究酶解時(shí)間對(duì)人參渣IDF提取率的影響，結(jié)果如圖3所示。

圖3 酶解時(shí)間對(duì)IDF提取率的影響Fig.3 Effect of enzymatic hydrolysis time on extraction rate of IDF

由圖3可以看出，隨著酶解時(shí)間的增加，IDF的提取率呈下降趨勢(shì)。由于在進(jìn)行初始試驗(yàn)，設(shè)定酶解時(shí)間不足1 h時(shí)，IDF的提取率低于60%，故再次試驗(yàn)設(shè)計(jì)酶解時(shí)間從1 h起。當(dāng)酶解時(shí)間為1 h時(shí)，IDF提取率達(dá)到峰值，酶解時(shí)間超過(guò)1 h時(shí)，IDF提取率逐漸降低。這是由于隨著酶解時(shí)間的延長(zhǎng)，溶液中-OH與氫鍵結(jié)合的機(jī)會(huì)較多，破壞了IDF的氫鍵，使其氧化分解，導(dǎo)致提取率較低。綜上可知，IDF的提取率在酶解時(shí)間1 h時(shí)達(dá)到最高，隨后呈下降趨勢(shì)。

2.1.4 粒度對(duì)IDF提取率的影響

在粒度分別設(shè)為 40、60、80、100、120 目，料液比1 ∶25（g/mL），加酶量 0.5%，酶解時(shí)間 1 h的條件下，測(cè)定IDF提取率，試驗(yàn)重復(fù)3次，研究粒度對(duì)人參渣IDF提取率的影響，結(jié)果如圖4所示。

圖4 粒度對(duì)IDF提取率的影響Fig.4 Effect of particle size on extraction rate of IDF

由圖4可以看出，隨著粒度的增加，IDF的提取率先升后降。當(dāng)粒度為80目時(shí)，IDF提取率達(dá)到峰值。因?yàn)樯攀忱w維的表面積大小和粒度直接相關(guān)，當(dāng)人參渣的粒度由40目變?yōu)?0目之間時(shí)，由于粒度降低，表面積增大，使其更容易被酶解，IDF的提取率也隨之增加；而當(dāng)其由80目變?yōu)?20目的過(guò)程中，IDF提取率顯著降低，這可能是因?yàn)樵诜鬯檫^(guò)程中破壞了膳食纖維的部分連接結(jié)構(gòu)，進(jìn)而影響了IDF的提取率。綜上可知，IDF的提取率在80目時(shí)達(dá)到最高，隨后逐漸下降。

2.2 響應(yīng)面法優(yōu)化試驗(yàn)結(jié)果分析

2.2.1 響應(yīng)面試驗(yàn)優(yōu)化設(shè)計(jì)及結(jié)果

采用Design-Expert.V8.0.6統(tǒng)計(jì)軟件設(shè)計(jì)，試驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1，回歸方差分析見(jiàn)表2。

采用Design-Expert.V8.0.6統(tǒng)計(jì)軟件，對(duì)圖5中的試驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行二次多項(xiàng)式回歸擬合，獲得二次項(xiàng)回歸方程為：

表1 Box-Behnken試驗(yàn)設(shè)計(jì)及結(jié)果Table 1 Box-Behnken design and corresponding experimental results

表2 響應(yīng)面試驗(yàn)回歸模型方差分析Table 2 Variance analysis for the fitted regression equation

續(xù)表2 響應(yīng)面試驗(yàn)回歸模型方差分析Continue table 2 Variance analysis for the fitted regression equation

Y=67.63-0.49A-0.95B+0.29C+1.91D-3.79AB-1.26AC+3.15AD-1.26BC+0.71BD+0.57CD-3.80A2-5.34B2-1.35C2-2.69D2。

回歸方程中各變量對(duì)響應(yīng)值影響的顯著性用F檢驗(yàn)來(lái)判定，概率P值越小，則響應(yīng)變量的顯著成度越高。從表2可以看出，該模型效應(yīng)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(xiàn)性關(guān)系顯著（R2=0.995 4），模型調(diào)整確定系數(shù)R2Adj=0.990 9，說(shuō)明該模型可信度較高，擬合度較好。失擬項(xiàng)不顯著（P＞0.05），說(shuō)明本試驗(yàn)所得二次回歸方程能夠很好對(duì)響應(yīng)值進(jìn)行預(yù)測(cè)[17-20]。從方差分析結(jié)果可以看出各因素對(duì)IDF提取率的影響力大小的順序?yàn)椋篋＞B＞A＞C，即粒度＞加酶量＞液料比＞酶解時(shí)間。

2.2.2 響應(yīng)面分析

利用Design-Expert.V8.0.6軟件進(jìn)行四元二次回歸擬合，得到回歸方程的響應(yīng)面等高線(xiàn)和曲面圖。響應(yīng)曲面反映了當(dāng)料液比、加酶量、酶解時(shí)間、粒度4個(gè)因素的任意兩個(gè)變量取零點(diǎn)水平時(shí)，其他兩個(gè)因素的交互作用對(duì)不可溶性膳食纖維提取率的影響。曲面陡表明該因素對(duì)提取率的影響顯著，曲面平緩表明該因素對(duì)提取率的影響不顯著；等高線(xiàn)形狀反映兩因素交互作用的強(qiáng)弱，橢圓形表明交互作用強(qiáng)，圓形則表明交互作用弱；等高線(xiàn)密集表明對(duì)提取率影響較大，稀疏表明影響較小，結(jié)果如圖5所示。

圖5 兩因素交互作用對(duì)提取率影響的響應(yīng)面圖Fig.5 Response surface diagram of the effect of two factors on extraction rate

2.3 驗(yàn)證試驗(yàn)

通過(guò)響應(yīng)面法優(yōu)化可得到復(fù)合酶法提取人參渣不可溶性膳食纖維的最優(yōu)條件為：料液比為1∶25（g/mL），加酶量為0.5%，酶解時(shí)間為1 h，粒度為80目。在此條件下，不可溶性膳食纖維的提取率為68.11%?？紤]到實(shí)際情況，在此條件下進(jìn)行了檢驗(yàn)試驗(yàn)，重復(fù)3次，結(jié)果如圖6所示。

由圖6可以看出，在最優(yōu)條件下進(jìn)行驗(yàn)證試驗(yàn)的結(jié)果分別為68.07%、67.59%、67.68%，取其平均值，最終得到不可溶性膳食纖維提取率為67.78%，與模型理論預(yù)測(cè)值的偏差均約為0.33%，與預(yù)測(cè)值較接 近，說(shuō)明該模型對(duì)試驗(yàn)擬合較好，即該響應(yīng)面回歸模型具有可行性，有一定的應(yīng)用價(jià)值。

圖6 最優(yōu)條件下IDF提取率的驗(yàn)證結(jié)果圖Fig.6 Verification result diagram of IDF extraction rate under optimal conditions

3 結(jié)論

經(jīng)過(guò)響應(yīng)面法優(yōu)化與驗(yàn)證試驗(yàn)，最終得到復(fù)合酶法提取人參渣不可溶性膳食纖維的優(yōu)化條件為：料液比為 1 ∶25（g/mL），加酶量為 0.5%，酶解時(shí)間為 1 h，粒度為80目。在此條件下，不可溶性膳食纖維的提取率為68.11%。通過(guò)進(jìn)行驗(yàn)證試驗(yàn)，最終得到不可溶性膳食纖維提取率為67.78%，與模型理論預(yù)測(cè)值的偏差均約為0.33%，與預(yù)測(cè)值較接近，說(shuō)明該模型對(duì)試驗(yàn)擬合較好，即該響應(yīng)面回歸模型具有可行性，有一定的應(yīng)用價(jià)值。