林 孌，蔡英英

（泉州師范學院 化學與生命科學學院，福建 泉州 362000）

0 引言

膳食纖維（Dietary Fiber，DF）是指能抗人體小腸消化吸收，在人體大腸內(nèi)能部分或全部發(fā)酵的可食用植物性成分、碳水化合物及其相類似物質(zhì)的總和，包括多糖、寡糖、木質(zhì)素以及相關的植物物質(zhì)[1].按照溶解性分類，膳食纖維可分為水溶性膳食纖維（Soluble Dietary Fiber，SDF）和水不溶性膳食纖維（Insoluble Dietary Fiber，IDF）兩種.IDF 主要作用于腸道，使之產(chǎn)生蠕動效果，促進胃腸健康，對便秘、肥胖癥等有較好的治療效果；SDF 則更多發(fā)揮代謝功能，如控制血糖、降低血脂和血壓等.根據(jù)美國Leitz 等學者建議，膳食纖維組成中SDF含量達到10%以上才是高品質(zhì)膳食纖維，否則只能被稱作填充料型膳食纖維[2].

然而，許多天然存在的膳食纖維資源中SDF所占比例都很小，僅為3%～4%，遠低于高品質(zhì)膳食纖維的要求.為此，近年來許多學者一直致力于膳食纖維改性研究，目的是使膳食纖維中大分子組分連接鍵斷裂，轉變成小分子成分，使部分不溶性成分轉變成可溶性成分，使致密空間網(wǎng)狀結構轉變?yōu)槭杷删W(wǎng)狀空間結構，更好發(fā)揮膳食纖維的生理功能[3].

茶葉是國際公認的健康飲品，具有抗氧化、抗癌、預防心腦血管疾病等多種藥理功能.我國是產(chǎn)茶大國，茶葉種植面積和產(chǎn)量均居世界第一.然而，每年大量修剪的粗老茶葉被廢棄，中、低檔茶出現(xiàn)不同程度的滯銷，茶飲料、茶多酚、茶多糖等茶加工企業(yè)每天產(chǎn)生大量的廢茶渣，而膳食纖維正是這些低值廢棄原料的主要組成成分.如何更好地利用這些原料提取膳食纖維，獲得具有廣闊應用前景的新產(chǎn)品，已成為我國茶葉副產(chǎn)品的出路，對提高茶業(yè)經(jīng)濟價值，促進我國茶業(yè)發(fā)展有重要意義.筆者利用茶渣為原料，探討纖維素酶法改性工藝，為獲得高品質(zhì)的膳食纖維提供一定的理論基礎.

1 材料與方法

1.1 原料與試劑

茶葉：泉巖名茶，產(chǎn)于中國福建安溪；Celluclast 1.5 L（纖維素酶）700 EGU/g：諾維信（中國）生物技術有限公司.

茶渣制備：將茶葉按1∶30 的比例加入90 ℃的水中，浸泡15 min，提取茶葉可溶性固形物，過濾得茶渣，置于干燥箱中，以50 ℃干燥至恒質(zhì)量，粉碎至40 目備用[4].

1.2 儀器與設備

HH-4 型數(shù)顯恒溫水浴鍋：國華電器有限公司；GZX-9240MBE 型數(shù)顯鼓風干燥箱：上海博訊實業(yè)有限公司醫(yī)療設備廠；FW100 型高速萬能粉碎機：天津市泰斯特儀器有限公司；微機型臺式pH計（PHS 系列）：上?？祪x儀器有限公司；VF204/214型Operating Manual（Vacuum filtration system）：北京桑翌科技發(fā)展有限公司.

1.3 試驗方法

1.3.1 工藝流程

茶渣→取樣→加水勻漿→酶法去除淀粉和蛋白質(zhì)→添加纖維素酶→保溫酶解→滅酶（沸水浴10 min）→冷卻至60 ℃→加入4 倍上清液體積的95%乙醇（預熱至60 ℃）→室溫下沉淀24 h→離心過濾→50 ℃干燥至恒質(zhì)量→茶渣改性膳食纖維.

1.3.2 單因素試驗

由于底物濃度與加酶量存在相互關系，本試驗不考慮底物因素，水解約束條件中固液比為1∶25.稱取5 份樣品，每份1.5 g，分別研究加酶量（0.4%、1.2%、2%、2.8%、3.6%）、酶解溫度（30 ℃、40 ℃、50 ℃、60 ℃、70 ℃）、酶解時間（2 h、3 h、4 h、5 h、6 h）、pH 值（3、4、5、6、7）4 個主要因素對SDF 溶出量的影響.

1.3.3 二次回歸正交旋轉組合設計[5]

根據(jù)單因素試驗結果確定各個因素的水平范圍，以酶解溫度（X1）、加酶量（X2）、酶解時間（X3）為決策變量，以SDF 溶出量為目標函數(shù)，各因子水平編碼見表1.

表1 因素水平編碼表

1.4 測定方法

1.4.1 SDF 溶出量的計算

式中：M1為樣品的質(zhì)量（g）；M2為樣品中能被4 倍95%乙醇沉淀的那部分膳食纖維的質(zhì)量（g）.

1.4.2 功能性質(zhì)分析

分別測定茶渣及改性膳食纖維的持水力[6]、膨脹力[6]、結合脂肪能力[7].

2 結果與分析

2.1 單因素試驗

2.1.1 酶解溫度對茶渣SDF 溶出量的影響

在固液比1∶25、加酶量0.8%、酶解時間3 h、pH 值5 的條件下，分別在各個酶解溫度水平值下進行水解，測得樣品SDF 溶出量如圖1 所示.

圖1 酶解溫度對SDF 溶出量的影響

由圖1 可見，茶渣中SDF 溶出量隨酶解溫度的升高呈先增加后減少的趨勢，當溫度為50 ℃時SDF 溶出量上升較緩慢，高于60 ℃則SDF 溶出量明顯下降.綜合考慮，選擇酶解溫度為50 ℃.

2.1.2 pH 值對茶渣SDF 溶出量的影響

在固液比1∶25、加酶量0.8%、酶解時間3 h、酶解溫度為50 ℃的條件下，分別在各個pH 值水平值下進行水解，測得樣品SDF 溶出量如圖2 所示.

圖2 pH 值對SDF 溶出量的影響

由圖2 可見，茶渣中SDF 溶出量隨pH 值升高呈先增加后減少的趨勢，當pH 值為6 時，SDF 溶出量達到最大值.綜合考慮，選擇pH 值為6.

2.1.3 加酶量對茶渣SDF 溶出量的影響

在固液比1∶25、酶解溫度50 ℃、酶解時間3 h、pH 值6 的條件下，分別在各個加酶量水平值下進行水解，測得樣品SDF 溶出量如圖3 所示.

圖3 加酶量對SDF 溶出量的影響

由圖3 可見，茶渣中SDF 溶出量隨加酶量的升高呈先增加后減少的趨勢，當加酶量達到2.8%時，SDF 溶出量達到最大值.綜合考慮，選擇加酶量為2.8%.

2.1.4 酶解時間對茶渣SDF 溶出量的影響

在固液比1 ∶25、酶解溫度50 ℃、加酶量2.8%、pH 值6 的條件下，分別在各個酶解時間水平值下進行水解，測得樣品SDF 溶出量如圖4 所示.

圖4 酶解時間對SDF 溶出量的影響

由圖4 可見，在酶解時間2～4 h，茶渣中SDF溶出量有較明顯的上升，4 h 后SDF 溶出量略有下降.綜合考慮，選擇酶解時間為4 h.

2.2 二次回歸正交旋轉組合設計試驗

2.2.1 回歸方程的建立與檢驗

進行二次回歸正交旋轉組合設計試驗，試驗結果見表2，方差分析結果見表3，回歸系數(shù)顯著性分析結果見表4.

表2 二次回歸正交旋轉組合設計及試驗結果

表3 方差分析

表4 回歸系數(shù)顯著性分析

采用DPS 數(shù)據(jù)處理系統(tǒng)[8]對表2 的試驗結果進行分析，得到SDF 溶出量Y 與各因素之間的回歸方程為：

由表3 可知，該回歸方程的回歸項在α=0.01水平上極顯著，失擬項不顯著，模型可用.由表4可知，剔除α=0.05 顯著水平的不顯著系數(shù)項后，得到簡化的回歸方程為:

表4 還表明，影響SDF 溶出量各因素的主次順序為：加酶量＞酶解溫度＞酶解時間.其中，加酶量和酶解溫度的影響均達到極顯著水平，酶解時間的影響不顯著.考慮各因素間的交互作用，酶解溫度與加酶量存在交互作用，達到顯著水平，其余因素間交互作用不顯著.

2.2.2 單因子效應與邊際效應分析

將其他因子固定在零水平，描述單個因子變動時對SDF 溶出量的影響，3 個因子的單因子效應方程分別為：

根據(jù)以上方程，得到單因子效應曲線（圖5）.由圖5 可見，SDF 溶出量隨酶解溫度的升高呈緩慢下降趨勢，SDF 溶出量隨加酶量的增加呈平緩狀態(tài)后逐漸上升；SDF 溶出量隨著酶解時間的增加，呈先上升后下降的趨勢.

圖5 單因子效應曲線

對單因子效應方程求一階偏導數(shù)，得到單因子邊際效應方程.單因子的邊際效應反映SDF 溶出量隨各因素變化的速率.單因子邊際效應方程分別為：

對邊際效應方程作曲線可得到邊際效應曲線（圖6）.從圖6 可以看出，酶解時間的斜率最大，表明隨酶解時間的變化，SDF 溶出量的變化速率最快，其次是加酶量，酶解溫度最慢.

圖6 邊際效應曲線

2.2.3 交互效應分析

酶解溫度與加酶量對SDF 溶出量的影響有交互作用，結果如圖7 所示.

圖7 SDF 溶出量隨X1、X2的變化趨勢

由圖7 可知，當酶解時間為零水平時，加酶量X2在小于下水平（0.9%）的范圍內(nèi)，SDF 溶出量與酶解溫度X1有正相關交互作用，即隨著酶解溫度的增加，SDF 溶出量逐漸增加；若加酶量X2大于下水平（0.9%）時，SDF 溶出量與酶解溫度X1有負相關交互作用，即隨著酶解溫度的增加，SDF 溶出量呈下降趨勢.當酶解溫度為零水平時，加酶量與酶解時間交互作用不顯著；當加酶量為零水平時，酶解溫度與酶解時間交互作用也不顯著.

2.2.4 最佳工藝條件的確定

采用DPS 數(shù)據(jù)處理系統(tǒng)[8]對試驗數(shù)據(jù)進行分析，得出最佳工藝條件為：固液比1∶25，加酶量2.8%，酶解溫度40 ℃，酶解時間200 min，pH 值6，在此條件下測得SDF 溶出量為9.17 g/100 g.

2.3 功能性質(zhì)測定

茶渣膳食纖維的功能性質(zhì)主要包括持水力、膨脹力、結合脂肪能力等，這些性質(zhì)是反映茶渣加工性能的關鍵指標.茶渣經(jīng)過改性處理后，纖維結構變得疏松，大量極性和非極性基團暴露出來，改善了茶渣與水、油的相互作用，從而提高了茶渣的持水力、膨脹力及結合脂肪能力.改性前后茶渣膳食纖維的功能性質(zhì)見表5.由表5 可知，改性后茶渣的持水力、膨脹力、結合脂肪能力相比改性前均上升，分別提高了105%、60%、128%.

表5 改性前后茶渣膳食纖維的功能性質(zhì)

3 結論

采用二次回歸正交旋轉組合設計方案，建立SDF 溶出量與酶解溫度、加酶量、酶解時間的數(shù)學回歸模型：Y=7.217-0.206X1+0.332X2+0.142X2X2-0.200X3X3-0.184X1X2.該回歸模型與實際情況擬合，可以用來反映實際生產(chǎn)中各因素對SDF 溶出量的影響規(guī)律.

確定茶渣膳食纖維酶法改性的最佳工藝條件為：固液比為1∶25、加酶量為2.8%、酶解溫度為40℃、酶解時間為200min、pH值為6，此條件下SDF溶出量為9.17g/100g.同時測定了茶渣改性膳食纖維的功能性質(zhì)：持水力4.73g/g、膨脹力0.400mL/g、結合脂肪能力1.81g/g.

［1］康琪，朱若華.膳食纖維的測定原理和方法［J］.現(xiàn)代儀器，2007（6）:1-5.

［2］鄭曉杰，牟德華.膳食纖維改性的研究進展［J］.食品工程，2009（3）:5-8.

［3］朱國君，趙國華.膳食纖維改性研究進展［J］.糧食與油脂，2008（4）:40-42.

［4］宋江良，安鳳平，黃彩云，等.茶葉水不溶性膳食纖維脫色試驗研究［J］.農(nóng)產(chǎn)品加工（學刊），2010（10）:14-17.

［5］李云雁，胡傳榮.試驗設計與數(shù)據(jù)處理［M］.北京:化學工業(yè)出版社，2012：190-192.

［6］高蔭榆，晁紅娟，丁紅秀，等.毛竹葉特種膳食纖維制備及特性的研究［J］.食品科學，2007，28（12）:200-204.

［7］黃競，余志.烏龍茶中非水溶性膳食纖維的研究［J］.福建茶葉，2010（10）:26-28.

［8］唐啟義，馮明光.DPS 數(shù)據(jù)處理系統(tǒng)—實驗設計、統(tǒng)計分析及模型優(yōu)化［M］.北京:科學出版社，2006：290-295.