李起弘，鄭鐵松*，王華清

(南京師范大學(xué)金陵女子學(xué)院食品科學(xué)與營(yíng)養(yǎng)系，江蘇 南京 210097)

響應(yīng)面分析法優(yōu)化普通茶籽中抗氧化物質(zhì)的水提工藝

李起弘，鄭鐵松*，王華清

(南京師范大學(xué)金陵女子學(xué)院食品科學(xué)與營(yíng)養(yǎng)系，江蘇 南京 210097)

以普通茶籽為研究對(duì)象，用還原能力來(lái)表示茶籽水提物的抗氧化能力。在單因素試驗(yàn)基礎(chǔ)上，選取液料比、提取時(shí)間、提取溫度為自變量，還原能力(吸光度)為響應(yīng)值，利用Box-Benhnken中心組合設(shè)計(jì)原理和響應(yīng)面分析法，研究各自變量及其交互作用對(duì)還原能力的影響，模擬得到二次多項(xiàng)式回歸方程的預(yù)測(cè)模型，并確定最佳提取條件為液料比16:1(mL/g)、提取時(shí)間1.6h、提取溫度81℃。在此條件下，還原能力(吸光度)為0.616± 0.005，與預(yù)測(cè)值0.610較為一致。

普通茶籽；抗氧化；還原能力；響應(yīng)面分析法

茶籽是茶樹的種子，常見的有兩種，一種是茶葉(Camellia sinensis)茶籽，另一種是油茶(Camellia oleifia)茶籽[1]，后者的葉子不能制茶，主要用途是取茶籽榨油[2]。國(guó)內(nèi)外對(duì)油茶進(jìn)行了較多研究[3-6]，但是關(guān)于普通茶籽的研究還鮮見報(bào)道。眾所周知，我國(guó)是一個(gè)茶葉大國(guó)，茶樹的種植幾乎遍及全國(guó)。據(jù)報(bào)道，我國(guó)茶樹種子的年產(chǎn)量可達(dá)70萬(wàn)噸。成熟的茶籽除繁殖茶樹外，其余大部分自然脫落，在地里腐爛，造成了資源的浪費(fèi)[7]。況且，隨著無(wú)性繁殖的推廣，普通茶籽更是成了無(wú)人問(wèn)津的“廢棄物”。

常用的物質(zhì)抗氧化能力檢測(cè)方法主要基于4種[8-9]，其中一種就是測(cè)定還原能力的方法。還原能力的測(cè)定，可檢驗(yàn)待測(cè)物是否為良好的電子供體，待測(cè)物所提供的電子可以使Fe3+還原為Fe2+，使體系溶液顏色改變，加入待測(cè)物后，在700nm波長(zhǎng)處根據(jù)其吸光度的變化可以得知Fe3+含量的變化[10]。待測(cè)物的還原性與吸光度大小有關(guān)，吸光度越大還原性越強(qiáng)。在一般情況下，物質(zhì)的還原能力與抗氧化能力呈正相關(guān)[11-13]，因此還原能力已被廣泛應(yīng)用于多糖[14]、黃酮[15]、阿魏酸[16]等多種功能性物質(zhì)的體外抗氧化能力評(píng)價(jià)。

響應(yīng)面分析法是一種優(yōu)化反應(yīng)條件和加工工藝參數(shù)的有效方法[17]，近年來(lái)被廣泛應(yīng)用于眾多過(guò)程的優(yōu)化控制[18-20]，如化學(xué)化工、生物工程、食品工業(yè)等方面[21-24]。它與正交試驗(yàn)設(shè)計(jì)法不同，具有試驗(yàn)周期短，求得的回歸方程精度高，能研究幾種因素間交互作用等優(yōu)點(diǎn)[25]。本研究在單因素試驗(yàn)基礎(chǔ)上，通過(guò)響應(yīng)面分析法對(duì)普通茶籽水提取物的還原能力進(jìn)行工藝參數(shù)優(yōu)化，確定最佳提取工藝，為普通茶籽的開發(fā)利用提供科學(xué)依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 材料與試劑

普通茶籽粉(諸葉種，剝?nèi)デ喟?、外殼，曬干磨粉，過(guò)40目篩后儲(chǔ)存?zhèn)溆? 溧水縣明覺(jué)鎮(zhèn)茶廠；磷酸氫二鈉、磷酸二氫鈉、鐵氰化鉀、三氯乙酸、高氯化鐵(均為國(guó)產(chǎn)分析純)。

1.2 儀器與設(shè)備

AM3250B微型旋渦混合儀 上海滬西分析儀器有限公司；HH-6數(shù)顯恒溫水浴鍋 金壇市富華儀器有限公司；722型可見分光光度計(jì) 上海精密科學(xué)儀器有限公司；LD5-10低速離心機(jī) 北京醫(yī)用離心機(jī)廠。

1.3 方法

1.3.1 還原能力的測(cè)定

參照Oyaizu[26]的方法進(jìn)行測(cè)定。還原能力的強(qiáng)弱以波長(zhǎng)700nm處的吸光度值表示。

1.3.2 單因素試驗(yàn)

準(zhǔn)確稱取10.0000g普通茶籽粉，置于250mL圓底燒瓶中，在水浴鍋中以蒸餾水浸提，提取物過(guò)濾，取上清液測(cè)定還原能力，以確定提取因素變化范圍以及各因素的適宜值。

1.3.3 提取條件優(yōu)化方案

在單因素試驗(yàn)基礎(chǔ)上，選取影響較大的因素，根據(jù)Box-Benhnken中心組合試驗(yàn)設(shè)計(jì)原理[27]，用Design Expert7.0軟件進(jìn)行響應(yīng)面優(yōu)化分析[28]。

2 結(jié)果與分析

2.1 單因素試驗(yàn)結(jié)果

2.1.1 液料比對(duì)普通茶籽還原能力的影響

在溫度80℃，提取時(shí)間2h的條件下，以液料比5:1、10:1、15:1、20:1、25:1(mL/g)進(jìn)行試驗(yàn)，不同液料比對(duì)還原能力的影響見圖1。

由圖1可知，隨著液料比的逐漸增大，還原能力先增大后減小。一般說(shuō)來(lái)，液料比越高提取率也越高。但是液料比增加，會(huì)造成溶劑和能源的浪費(fèi)，給后來(lái)的蒸發(fā)工序增加困難，而且成本增加。在保證提取效果的同時(shí)，應(yīng)盡量減少水的用量和降低蒸發(fā)濃縮負(fù)荷[29]。并且當(dāng)液料比大到一定程度時(shí)，溶劑對(duì)有效成分的浸出達(dá)到平衡狀態(tài)。再增大液料比，雜質(zhì)成分會(huì)競(jìng)爭(zhēng)溶出而不利于有效成分的提取[30]。綜合考慮，液料比以控制在15:1(mL/g)為宜。

圖1 液料比對(duì)還原能力的影響(n=3)Fig.1 Effect of liquid/material ratio on 700 nm absorbance of reducing power (n = 3)

2.1.2 提取時(shí)間對(duì)普通茶籽還原能力的影響

在溫度80℃、液料比10:1(mL/g)的條件下，以提取時(shí)間0.5、1、1.5、2、2.5h進(jìn)行試驗(yàn)，不同提取時(shí)間對(duì)還原能力的影響見圖2。

圖2 提取時(shí)間對(duì)還原能力的影響(n=3)Fig.2 Effect of length of extraction time on 700 nm absorbance of reducing power (n = 3)

由圖2可知，隨著時(shí)間延長(zhǎng)，還原能力逐漸增加，在1.5h前增加較明顯，說(shuō)明時(shí)間越短提取越不充分，在1.5h之后還原能力基本保持平緩，說(shuō)明茶籽中水溶性抗氧化物質(zhì)已基本提取完畢，為縮短工時(shí)、節(jié)省能源，所以選取最佳提取時(shí)間1.5h。

2.1.3 提取溫度對(duì)普通茶籽還原能力的影響

在液料比10:1(mL/g)，提取時(shí)間0.5h條件下，以提取溫度60、70、80、90、100℃進(jìn)行試驗(yàn)，不同提取溫度對(duì)還原能力的影響見圖3。

由圖3可知，隨溫度的逐漸升高，還原能力不斷增加，在80℃前增加較為明顯，原因可能是溫度升高，分子熱運(yùn)動(dòng)逐漸加快，水溶性抗氧化物質(zhì)的溶出速度逐漸加快[30]。溫度在80～90℃時(shí)，還原能力無(wú)顯著差異，高于90℃時(shí)，又呈增大趨勢(shì)。但從實(shí)際提取過(guò)程中發(fā)現(xiàn)，高于90℃時(shí)，提取液表面會(huì)有油性物質(zhì)生成，此時(shí)的抗氧化成分不是純粹水溶性的，可能含有油溶性的

抗氧化性物質(zhì)，會(huì)造成試驗(yàn)誤差，影響試驗(yàn)結(jié)果，不宜采用。綜合考慮，提取溫度在80℃為宜。

圖3 提取溫度對(duì)還原能力的影響(n=3)Fig.3 Effect of extraction temperature on 700 nm absorbance of reducing power (n = 3)

2.2 響應(yīng)面法提取條件的優(yōu)化

2.2.1 響應(yīng)面試驗(yàn)設(shè)計(jì)及結(jié)果

根據(jù)Box-Benhnken中心組合試驗(yàn)設(shè)計(jì)原理，綜合單因素試驗(yàn)結(jié)果，選取液料比、提取時(shí)間、提取溫度3個(gè)因素，在單因素試驗(yàn)的基礎(chǔ)上采用三因素三水平的響應(yīng)面分析方法進(jìn)行試驗(yàn)設(shè)計(jì)，各試驗(yàn)組的編碼與取值見表1，試驗(yàn)設(shè)計(jì)及結(jié)果見表2。

表1 響應(yīng)面試驗(yàn)因素水平編碼表Table 1 Variables and levels in the three-variable, three-level Box-Behnken experimental design

表2 Box-Behnken試驗(yàn)設(shè)計(jì)及結(jié)果Table 2 Arrangement and results of the three- variable, three-level Box-Behnken experimental design

使用Design Expert 7.0軟件，以液料比、提取時(shí)間、提取溫度為響應(yīng)變量，以普通茶籽提取物的還原能力(吸光度)為響應(yīng)值(指標(biāo)值)對(duì)表2的數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，得到表3回歸方程方差分析表，利用軟件進(jìn)行非線性回歸的二次多項(xiàng)式擬合，得到預(yù)測(cè)模型如下：

Y=0.60＋0.064A＋0.021B＋0.018C－0.020AB＋0.005AC－0.012BC－0.12A2－0.057B2－0.066C2

表3 回歸方程方差分析表Table 3 Analysis of variances for the developed regression equation

由表3可以看出，該模型效應(yīng)極顯著(P＜0.0001)，各因素中一次項(xiàng)A(液料比)、二次項(xiàng)A(液料比)、二次項(xiàng)B(時(shí)間)、二次項(xiàng)C(溫度)、交互項(xiàng)AB都是極顯著的，其次一次項(xiàng)B(時(shí)間)、一次項(xiàng)C(溫度)和交互項(xiàng)BC顯著，交互項(xiàng)AC不顯著。由此可見，各具體試驗(yàn)因素對(duì)響應(yīng)值的影響不是簡(jiǎn)單的線性關(guān)系。R2=0.9953，說(shuō)明該回歸方程回歸效果比較好；R2Adj=0.9893，說(shuō)明可信度高；失擬項(xiàng)不顯著，說(shuō)明回歸方程擬合程度良好。

根據(jù)回歸方程，做出響應(yīng)面分析圖(圖4～6)，考察所擬合的響應(yīng)曲面的形狀，分析液料比、提取時(shí)間、提取溫度對(duì)普通茶籽提取物還原能力的影響。

2.2.2 液料比和提取時(shí)間的交互影響

圖4 液料比和提取時(shí)間對(duì)還原能力影響的等高線圖和響應(yīng)面圖Fig.4 Contour and response surface plots showing the interactive effects of liquid/material ratio and length of extraction time on 700 nm absorbance of reducing power

圖4 顯示了在80℃的提取溫度下，液料比和提取時(shí)間對(duì)普通茶籽水溶性功能物質(zhì)的還原能力的交互影響。在提取時(shí)間不變的條件下，隨著液料比水平的逐漸增加，還原能力出現(xiàn)先上升后下降的趨勢(shì)且變化較顯著。這可能是當(dāng)液料比變大時(shí)，原料中溶質(zhì)與水中溶質(zhì)在單位時(shí)間內(nèi)存在較大的質(zhì)量濃度梯度，擴(kuò)散系數(shù)大，擴(kuò)散速率大[31]。但達(dá)到一定程度后，有效組分在溶劑中的溶解達(dá)到平衡，再加大液料比則會(huì)使競(jìng)爭(zhēng)組分溶出而不利于提取。在液料比不變的條件下，隨著時(shí)間的逐漸增加，還原能力也出現(xiàn)了先上升后下降的趨勢(shì)，但變化不大。

2.2.3 液料比和提取溫度的交互影響

圖5 液料比和提取溫度對(duì)還原能力影響的等高線圖和響應(yīng)面圖Fig.5 Contour and response surface plots showing the interactive effects of liquid/material ratio and extraction temperature on 700 nm absorbance of reducing power

圖5 顯示1.5h提取時(shí)間下，液料比和提取溫度對(duì)普通茶籽水溶性功能物質(zhì)的還原能力的交互影響。在液料比不變的條件下，隨著提取溫度的逐漸增加，還原能力出現(xiàn)先上升后下降的趨勢(shì)。在提取溫度不變的條件下，隨著液料比水平的逐漸增加，還原能力也有明顯的先上升后下降的趨勢(shì)。這可能是因?yàn)闇囟鹊纳呒铀倭朔肿訜徇\(yùn)動(dòng)，而液料比的增大一方面使普通茶籽與溶劑的接觸面積和接觸機(jī)會(huì)也相對(duì)變大，另一方面使分子有更多的熱運(yùn)動(dòng)空間，從而使普通茶籽中的功能性物質(zhì)得到更充分地釋放。

2.2.4 提取時(shí)間和提取溫度的交互影響

圖6 提取時(shí)間和提取溫度對(duì)還原能力影響的等高線圖和響應(yīng)面圖Fig.6 Contour and response surface plots showing the interactive effects of extraction temperature and length of extraction time on 700 nm absorbance of reducing power

圖6 顯示在15:1(mL/g)液料比條件下，提取時(shí)間和提取溫度對(duì)普通茶籽中功能性物質(zhì)的還原能力的交互影響。在提取時(shí)間不變的條件下，隨著提取溫度的逐漸增加，還原能力明顯上升，但隨后又呈下降趨勢(shì)。其原因可能是原料較長(zhǎng)時(shí)間在較高溫度下提取，部分組織過(guò)熱而將有效組分的結(jié)構(gòu)破壞[32-33]，導(dǎo)致還原能力下降。在提取溫度不變的條件下，隨著提取時(shí)間的逐漸增加，還原能力也出現(xiàn)先上升后下降的趨勢(shì)。

綜合圖4～6可知，液料比是影響普通茶籽功能性物質(zhì)還原能力的最主要因素，其次是提取時(shí)間，提取溫度對(duì)其影響較小。在模型濃度范圍內(nèi)選擇出發(fā)點(diǎn)，按照模型使用快速上升法進(jìn)行優(yōu)化，提取的最佳條件為液

料比16.29:1(mL/g)、提取時(shí)間1.56h、提取溫度81.37℃，在此條件下還原能力(吸光度)的理論值為0.610，可信度為0.9893。

2.2.5 最佳工藝參數(shù)的驗(yàn)證

為檢驗(yàn)響應(yīng)面分析法所得結(jié)果的可靠性，在上述條件下進(jìn)行驗(yàn)證實(shí)驗(yàn)，考慮實(shí)際情況選取液料比16:1(mL/g)、提取時(shí)間1.6h、提取溫度81℃，實(shí)際測(cè)得的吸光度為0.616±0.005，與理論預(yù)測(cè)值較為一致。因此，認(rèn)為基于響應(yīng)面分析法所得的優(yōu)化提取工藝參數(shù)準(zhǔn)確可靠，得到的提取條件具有一定的實(shí)際應(yīng)用價(jià)值。

3 結(jié) 論

采用蒸餾水對(duì)普通茶籽中功能性物質(zhì)進(jìn)行提取，通過(guò)單因素試驗(yàn)和Box-Behnken中心組合設(shè)計(jì)原理以及響應(yīng)面分析法對(duì)提取工藝進(jìn)行優(yōu)化，擬合了液料比、提取時(shí)間、提取溫度這3個(gè)因素對(duì)還原能力的回歸模型，經(jīng)檢驗(yàn)證明該模型合理可靠，能較好地預(yù)測(cè)普通茶籽中水溶性功能物質(zhì)的還原能力。由該模型確定的最優(yōu)工藝條件為液料比16:1(mL/g)、提取時(shí)間1.6h、提取溫度81℃，在此條件下，得到普通茶籽功能性物質(zhì)還原能力(實(shí)際吸光度)為0.616±0.005。

同時(shí)，試驗(yàn)結(jié)果表明普通茶籽的水提物具有很好的還原能力，說(shuō)明普通茶籽中可能含有相關(guān)的抗氧化功能活性物質(zhì)，如酚類、多糖等。目前，國(guó)內(nèi)外對(duì)普通茶籽的研究未見報(bào)道，因此，為了更好地說(shuō)明普通茶籽的抗氧化功能，需對(duì)其水溶性活性物質(zhì)做進(jìn)一步的分離純化及鑒定。

[1]侯如燕, 宛曉春, 黃繼真, 等. 茶籽的綜合利用[J]. 中國(guó)食物與營(yíng)養(yǎng), 2003(5): 24-26.

[2]周素梅, 王強(qiáng). 我國(guó)茶籽資源的開發(fā)利用及前景分析[J]. 中國(guó)食物與營(yíng)養(yǎng), 2004(3): 13-16.

[3]SAHARI M A, ATAII D, HAMEDI M. Characteristics of tea seed oil in comparison with sunflower and olive oils and its effects as a natural antioxidant[J]. Journal of the American Oil Chemists' Society, 2004, 81 (6): 585-588.

[4]張可. 油茶餅粕中皂素的提取與純化[D]. 無(wú)錫: 江南大學(xué), 2004.

[5]曾韜, 王鰓鵬, 孫建華. 從茶油腳中提取天然維生素E[J]. 林業(yè)科技開發(fā), 2005, 19(2): 40-41.

[6]BUDIYANTO A, AHMED N U, WU A, et al. Protective effect of topically applied olive oil against photocarcinogenesis following UVB exposure of mice[J]. Carcinogenesis, 2000, 21(11): 2085-2090.

[7]汪輝煌. 茶籽的綜合開發(fā)及其應(yīng)用[J]. 蠶桑茶葉通訊, 2010(2): 30-31.

[8]李艷紅. 鷹嘴豆蛋白酶解物的制備及其抗氧化肽的研究[D]. 無(wú)錫: 江南大學(xué), 2008.

[9]SCHLESIER K, HARWAT M, BM V, et al. Assessment of antioxidant activity by using different in vitro methods[J]. Free Radical Research, 2002, 36(2): 177-187.

[10]FERREIRA I C F R, BAPTISTA P, VILAS-BOAS M, et al. Freeradical scavenging capacity and reducing power of wild edible mushrooms from northeast Portugal: individual cap and stipe activity[J]. Food Chemistry, 2007, 100(4): 1511-1516.

[11]YEN G C, DUH P D, TSAI C L. Relationship between antioxidant activity and maturity of peanut hulls[J]. Journal of Agricultural and Food Chemistry, 1993, 41(1): 67-70.

[12]DUH P D. Antioxidant activity of burdock(Arctium lappa Linné): its scavenging effect on fre,e radical and active oxygen[J]. Journal of the American Oil Chemists Society, 1998, 75(4): 455-461.

[13]SIDDHURAJU P, MOHAN P S, BECKER K. Studies on the antioxidant activity of Indian Laburnum(Cassia fistula L.): a preliminary assessment of crude extracts from stembark, leaves, flowers and fruit pulp [J]. Food Chemistry, 2002, 79(1): 61-67.

[14]程仕偉, 陳超男, 馮志彬, 等. 海帶巖藻多糖的水提制備及其抗氧化活性研究[J]. 食品科學(xué), 2010, 31(6): 101-104.

[15]吳曉寧, 余陳歡, 徐靜紅. 烏蕨總黃酮體外抗氧化活性的研究[J]. 醫(yī)藥導(dǎo)報(bào), 2010, 29(3): 292-294.

[16]趙文紅, 鄧澤元, 范亞葦, 等. 阿魏酸體外抗氧化作用研究[J]. 食品科學(xué), 2010, 31(1): 219-223.

[17]李亞娜, 林永成, 佘志剛. 響應(yīng)面分析法優(yōu)化羊棲菜多糖的提取工藝[J]. 華南理工大學(xué)學(xué)報(bào), 2004, 32(11): 28-32.

[18]LI Quanhong, FU Caili. Application of response surface methodology for extraction optimization of germinant pumpkin seeds protein[J]. Food Chemistry, 2005, 92(4): 701-706.

[19]CHANDRIKA L P, FEREIDOON S. Optimization of extraction of phenolic compounds from wheat using response surface methodology[J]. Food Chemistry, 2005, 93(1): 47-56.

[20]張初署, 禹山林, 潘麗娟, 等. 響應(yīng)面法優(yōu)化花生根中白藜蘆醇提取工藝研究[J]. 食品科學(xué), 2009, 30(6): 34-38.

[21]楊文雄, 高彥祥. 響應(yīng)面法及其在食品工業(yè)中的應(yīng)用[J]. 中國(guó)食品添加劑, 2005(2): 68-71.

[22]孔娟, 劉曉宇, 王蕊霞, 等. 葛根多糖和黃酮綜合提取工藝優(yōu)化[J].食品科學(xué), 2010, 31(6): 43-47.

[23]許子競(jìng), 廖敏富, 陳海燕, 等. 金花茶葉多糖超聲波輔助提取工藝優(yōu)化和含量測(cè)定[J]. 食品科學(xué), 2010, 31(4): 53-58.

[24]龔文瓊, 劉睿. 響應(yīng)面法優(yōu)化微波輔助提取普洱茶中茶色素工藝研究[J]. 食品科學(xué), 2010, 31(8): 137-142.

[25]劉洋, 趙謀明, 楊寧. 響應(yīng)面分析法優(yōu)化仙人掌多糖提取工藝的研究[J]. 食品與機(jī)械, 2006, 22(6): 42-45.

[26]OYAIZU M. Studies on products of browning reaction: antioxidative activity of products of browning reaction[J]. Japanese Journal of Nutrition, 1986, 40: 307-315.

[27]牛廣財(cái), 朱丹, 王軍, 等. 沙棘酒清除自由基作用的研究[J]. 中國(guó)食品學(xué)報(bào), 2010, 10(1): 36-41.

[28]吳有煒. 試驗(yàn)設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)處理[M]. 蘇州: 蘇州大學(xué)出版社, 2002: 115-154.

[29]劉軍海, 任惠蘭, 段玉蘭, 等. 杜仲葉多糖提取工藝研究[J]. 食品科學(xué), 2007, 28(7): 265-266.

[30]呂麗爽. 何首烏中二苯乙烯苷的制備及抗氧化機(jī)理研究[D]. 無(wú)錫: 江南大學(xué), 2006.

[31]無(wú)錫輕工業(yè)學(xué)院. 食品工程原理: 下冊(cè)[M]. 北京: 中國(guó)輕工業(yè)出版社, 1993: 472-491.

[32]張雁. 葛根保健飲料中黃酮類化合物穩(wěn)定性的初步研究[J]. 華南師范大學(xué)學(xué)報(bào): 自然科學(xué)版, 2001(4): 59-62.

[33]劉國(guó)凌, 寧正祥, 彭小紅. 鳳尾草黃酮類化合物的水提工藝條件研究[J]. 食品科學(xué), 2008, 29(8): 286-288.

Response Surface Methodology for Optimization of Water Extraction Conditions of Antioxidant Compounds from Camellia sinensis Seeds

LI Qi-hong，ZHENG Tie-song*，WANG Hua-qing
(Department of Food Science and Nutrition, Ginling College, Nanjing Normal University, Nanjing 210097, China)

Camellia sinensis seed powder was extracted with hot water to obtain bioactive compounds with reducing power and three extraction parameters including liquid/material ratio, length of extraction time and extraction temperature were optimized using central composite design and response surface methodology based on single factor investigations for achieving maximum reducing power (reflected by 700 nm absorbance of the reaction system). A mathematical quadratic polynomial regression equation reflecting the relationship between extract reducing power and the above extraction parameters was set up. The optimal extraction parameters were found as follows: liquid/material ratio (mL/g) 16:1; extraction temperature 81 ℃; and length of extraction time 1.6 h. Under the optimized conditions, the actual 700 nm absorbance of reducing power was 0.616 ± 0.005, close to the predicted value of 0.610.

Camellia sinensis seeds；antioxidation；reducing power；response surface methodology

R151.3

A

1002-6630(2010)18-0170-05

2010-06-30

李起弘(1985—)，女，碩士研究生，研究方向?yàn)槭称飞锘瘜W(xué)。E-mail：connie8512@hotmail.com

*通信作者：鄭鐵松(1963—)，男，教授，博士，研究方向?yàn)槭称飞锘瘜W(xué)。E-mail：tieszheng@sina.com