楊婧娟，張希，譚書(shū)宇，趙聲蘭

（云南中醫(yī)學(xué)院，云南昆明650500）

黃精發(fā)酵工藝的初步研究

楊婧娟，張希，譚書(shū)宇，趙聲蘭*

（云南中醫(yī)學(xué)院，云南昆明650500）

研究制備黃精酵素的發(fā)酵工藝。以淀粉酶活力、SOD酶活力、多糖及皂苷含量為指標(biāo)，在單因素試驗(yàn)基礎(chǔ)上采用響應(yīng)面Box-Benhnken試驗(yàn)設(shè)計(jì)優(yōu)化微生物發(fā)酵過(guò)程。最終確定較優(yōu)工藝為：糖添加量40%，料水比1∶10（g/mL），酵母菌接種量2.4%，靜置發(fā)酵3 d。以此為基礎(chǔ)，得到黃精酵素產(chǎn)品淀粉酶活力347.33 U/g，SOD酶活力131.95 U/g，多糖含量469.84 mg/g，皂苷含量1.39 mg/g，經(jīng)發(fā)酵的酵素產(chǎn)品具有清香味，去除了生黃精的麻味和刺激性，適口性得以提高，可制備良好的黃精酵素食品。

黃精；發(fā)酵；酵素；酶活；多糖；皂苷

黃精為百合科黃精屬多年生草本植物，具有補(bǔ)氣養(yǎng)陰，健脾、潤(rùn)肺、補(bǔ)腎等功效，是我國(guó)傳統(tǒng)藥食兩用資源。現(xiàn)代藥理學(xué)研究發(fā)現(xiàn)，黃精含有黃精多糖、甾體皂苷、黃酮、生物堿、氨基酸等成分，有抗衰老、抗腫瘤、抗炎、提高免疫及調(diào)節(jié)血糖血脂等功效，具有較高的開(kāi)發(fā)與應(yīng)用價(jià)值［1］。然而，生黃精具有麻味、刺激咽喉，不宜生品服用［2］，使黃精的食療價(jià)值未能在日常生活中得到推廣應(yīng)用。本研究應(yīng)用微生物發(fā)酵技術(shù)發(fā)酵黃精，通過(guò)微生物發(fā)酵代謝可產(chǎn)生各種外源活性酶［3］（如SOD酶）或有益次級(jí)代謝產(chǎn)物，發(fā)酵過(guò)程中復(fù)合酶的破壁作用也有利于黃精中活性成分（如多糖、皂苷）溶出。通過(guò)補(bǔ)充這些外源活性物質(zhì)，可以彌補(bǔ)現(xiàn)代食品加工方式及人類飲食結(jié)構(gòu)改變引起的機(jī)體酶失衡及營(yíng)養(yǎng)不均衡，促進(jìn)機(jī)體正常新陳代謝、提高免疫等［4-5］。此外，通過(guò)發(fā)酵處理還可去除生黃精的刺激性成分，提高適口性，有利于黃精功能性食品的研究開(kāi)發(fā)。

1　材料與方法

1.1試驗(yàn)材料

原料：滇黃精的干燥根莖，購(gòu)自云南綠生藥業(yè)有限公司。

試驗(yàn)菌種：啤酒酵母，云南中醫(yī)學(xué)院食品微生物實(shí)驗(yàn)室菌種。

1.2試驗(yàn)方法

1.2.1黃精酵素制備工藝流程

取一定量黃精→清洗干凈→蒸餾水浸泡3 h→瀝干→用糖水打漿（調(diào)節(jié)糖水濃度及制漿料液比）→勻漿液→121℃滅菌20 min→接種酵母菌種→混勻→32℃靜置發(fā)酵→離心過(guò)濾→上清為黃精酵素液

1.2.2黃精酵素品質(zhì)指標(biāo)測(cè)定

淀粉酶活的測(cè)定［6］：按3，5-二硝基水楊酸法操作，以麥芽糖為標(biāo)準(zhǔn)品，在波長(zhǎng)540 nm處測(cè)定吸光度值，繪制標(biāo)準(zhǔn)曲線：Y=1.197x-0.029 7，R2=0.999。取稀釋至一定倍數(shù)的供試樣液與1%淀粉溶液反應(yīng)，反應(yīng)液按標(biāo)準(zhǔn)物質(zhì)測(cè)定方法操作。其中，1 mL（g）酶在40℃條件下1 min水解1%淀粉產(chǎn)生1 mg麥芽糖所需酶量定義為1個(gè)酶活力單位（U）。

SOD酶活的測(cè)定［7-8］：按鄰苯三酚自氧化法操作。在一定條件下，1 mL反應(yīng)液中，每分鐘抑制鄰苯三酚自氧化速率達(dá)50%時(shí)的酶量定為一個(gè)活力單位。

多糖含量的測(cè)定［9］：按苯酚硫酸法操作。以葡萄糖為標(biāo)準(zhǔn)品，于波長(zhǎng)490 nm處測(cè)定吸光度，繪制標(biāo)準(zhǔn)曲線（Y=20.214 x-0.011 3，R2=0.998）。取一定量黃精酵素液，加入無(wú)水乙醇使含醇量達(dá)80%，靜置過(guò)夜，抽濾后棄上清液，殘?jiān)?0%乙醇洗滌3次，低溫烘干，殘?jiān)谜麴s水溶解并定容至250 mL，得樣品供試液備用。取樣品供試液同標(biāo)準(zhǔn)物質(zhì)測(cè)定方法操作，計(jì)算酵素樣中多糖含量。

皂苷含量的測(cè)定［10］：按香草醛高氯酸比色法操作，以人參皂苷Rb1為標(biāo)準(zhǔn)品，在波長(zhǎng)545 nm處測(cè)定吸光度值，繪制標(biāo)準(zhǔn)曲線（Y=33.947x-0.012 5，R2=0.997 3）。取一定量黃精酵素液，按1∶1的體積比用水飽和正丁醇萃取3次，取正丁醇相收集濃縮后得總皂苷粗提物，用熱蒸餾水溶解并定容至100 mL，得樣品供試液備用。取樣品供試液同標(biāo)準(zhǔn)物質(zhì)測(cè)定方法操作，計(jì)算酵素中總皂苷含量。

1.2.3試驗(yàn)設(shè)計(jì)

1.2.3.1單因素試驗(yàn)

為得到較優(yōu)黃精酵素發(fā)酵工藝，在其他條件保持不變時(shí)，分別考察不同發(fā)酵條件：發(fā)酵時(shí)間（1、2、4、6、8、10 d）、接種量（0.25%、0.5%、1%、2%、4%、8%）、基質(zhì)中加糖量（5%、10%、15%、20%、30%、40%）、料水比［1∶1、1∶2、1∶4、1∶6、1∶8、1∶10（g/mL）］對(duì)酵素制備工藝的影響。以淀粉酶活力、SOD酶活力、多糖含量、皂苷含量為指標(biāo)，采用綜合評(píng)分法進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。其中，酵素綜合品質(zhì)應(yīng)優(yōu)先考慮酶活力，使酶活力達(dá)到最佳水平的基礎(chǔ)上，盡可能的在發(fā)酵過(guò)程中保留（或獲得）活性物質(zhì)，使其含量達(dá)到較高水平。基于此目標(biāo)對(duì)各指標(biāo)進(jìn)行權(quán)重系數(shù)確定，淀粉酶活力、SOD酶活力權(quán)重系數(shù)分別為0.4；多糖含量及皂苷含量權(quán)重系數(shù)分別為0.1。運(yùn)用隸屬度綜合評(píng)分法［11］和賦予的權(quán)重進(jìn)行加權(quán)求和即可得到各指標(biāo)的綜合評(píng)分。其中隸屬度按下式計(jì)算：

式中：Ci為指標(biāo)值；Cmin為指標(biāo)最小值；Cmax為指標(biāo)最大值。

1.2.3.2響應(yīng)面法優(yōu)化黃精酵素發(fā)酵工藝

根據(jù)單因素試驗(yàn)結(jié)果，以酵素的淀粉酶、SOD酶活力及多糖、皂苷含量4個(gè)指標(biāo)為響應(yīng)值，選取發(fā)酵時(shí)間、接種量、基質(zhì)中加糖量及料水比作為響應(yīng)面優(yōu)化的因素進(jìn)行Box-Benhnken設(shè)計(jì)，并應(yīng)用Design Expert軟件對(duì)試驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析得出黃精酵素制備的最佳發(fā)酵工藝條件［12-13］。

2　結(jié)果與分析

2.1單因素試驗(yàn)結(jié)果

不同發(fā)酵時(shí)間對(duì)各指標(biāo)的影響見(jiàn)圖1。

圖1　發(fā)酵時(shí)間對(duì)各指標(biāo)的影響Fig.1Effect of fermentation time on different index

圖1結(jié)果顯示隨著發(fā)酵時(shí)間的延長(zhǎng)，當(dāng)發(fā)酵到第4天時(shí)黃精酵素的綜合評(píng)分最高，酶活及活性成分的含量均呈現(xiàn)較高水平，發(fā)酵時(shí)間超過(guò)4 d，微生物代謝活動(dòng)逐漸減慢，綜合評(píng)分呈下降趨勢(shì)，SOD酶活不斷減弱，且隨著發(fā)酵時(shí)間延長(zhǎng)，基質(zhì)中營(yíng)養(yǎng)成分被消耗而不足以滿足過(guò)多菌體所需，微生物會(huì)分解皂苷、多糖等成分以維持自身生長(zhǎng)所用，導(dǎo)致其含量降低。

不同接種量對(duì)各指標(biāo)的影響見(jiàn)圖2。

圖2中顯示從接種量0.5%開(kāi)始，隨著接種量增加黃精酵素的綜合評(píng)分不斷上升，達(dá)到4%時(shí)評(píng)分最高，之后開(kāi)始降低。SOD酶、淀粉酶活及皂苷含量在接種量為2%～8%范圍內(nèi)均穩(wěn)定維持在相對(duì)較高水平，而接種過(guò)量除了菌體競(jìng)爭(zhēng)營(yíng)養(yǎng)物質(zhì)造成供給不足，過(guò)量生長(zhǎng)的菌體產(chǎn)生的各種代謝產(chǎn)物也會(huì)影響菌體正常生長(zhǎng)，造成產(chǎn)酶活減弱等［14］。

不同糖添加量對(duì)各指標(biāo)的影響見(jiàn)圖3。

圖2　接種量對(duì)各指標(biāo)的影響Fig.2Effect of inoculum concentation on different index

圖3　糖添加量對(duì)各指標(biāo)的影響Fig.3Effect of addition level of sugar on different index

圖3中顯示隨著基質(zhì)中糖添加量的增加，黃精酵素的各項(xiàng)指標(biāo)及綜合評(píng)分不斷上升，但為了維持基質(zhì)中適宜的滲透壓，并防止可直接利用營(yíng)養(yǎng)過(guò)剩造成菌體提前進(jìn)入衰亡期，糖添加量控制在30%～40%范圍內(nèi)。

不同料水比對(duì)各指標(biāo)的影響見(jiàn)圖4。

圖4　料水比對(duì)各指標(biāo)的影響Fig.4Effect of ratio of material to water on different index

圖4中顯示隨著料水比增加，黃精酵素的綜合評(píng)分不斷上升，在料水比1∶6（g/mL）～1∶10（g/mL）時(shí)達(dá)到較高值并維持相對(duì)穩(wěn)定水平。調(diào)節(jié)基質(zhì)中適宜的含水量有利于菌體對(duì)營(yíng)養(yǎng)物質(zhì)的吸收，可維持培養(yǎng)基適宜的疏松度避免干化或黏粘，并防止含水過(guò)多造成菌體缺氧等。綜上所述，分別選取發(fā)酵時(shí)間3、4、5 d；接種量2%、4%、6%；加糖量30%、35%、40%；料水比1∶6、1∶8、1∶10（g/mL）水平進(jìn)行響應(yīng)面設(shè)計(jì)。

2.2響應(yīng)面優(yōu)化試驗(yàn)結(jié)果與分析

2.2.1響應(yīng)面分析因素的選取及回歸模型建立與分析［15-16］

在單因素試驗(yàn)基礎(chǔ)上，對(duì)發(fā)酵時(shí)間、接種量、基質(zhì)中加糖量及料水比4個(gè)因素進(jìn)行Box-Benhnken設(shè)計(jì)，設(shè)計(jì)24個(gè)析因點(diǎn)，重復(fù)5次零點(diǎn)試驗(yàn)以估計(jì)誤差。設(shè)計(jì)方案及響應(yīng)值結(jié)果見(jiàn)表1、表2。

表1　試驗(yàn)設(shè)計(jì)因素和水平Table 1Factors and Levels

表2　黃精發(fā)酵的Box-Behnken試驗(yàn)設(shè)計(jì)及結(jié)果Table 2Design and results of fermentation for Rhizoma polygonati

續(xù)表2黃精發(fā)酵的Box-Behnken試驗(yàn)設(shè)計(jì)及結(jié)果Continue table 2Design and results of fermentation for Rhizoma polygonati

表3　以淀粉酶活性為響應(yīng)值的自變量方差分析Table 3Variance analysis for the developed quadratic regression model of amylase activity

表4　以SOD酶活性為響應(yīng)值的自變量方差分析Table 4Variance analysis for the developed quadratic regression model of SOD activity

續(xù)表4以SOD酶活性為響應(yīng)值的自變量方差分析Continue table 4Variance analysis for the developed quadratic regression model of SOD activity

表5　以多糖含量為響應(yīng)值的自變量方差分析Table 5Variance analysis for the developed quadratic regression model of polysaccharide content

表6　以皂苷含量為響應(yīng)值的自變量方差分析Table 6Variance analysis for the developed quadratic regression model of saponin content

分別以淀粉酶活性、SOD酶活力活性、多糖含量、皂苷含量作為響應(yīng)值，應(yīng)用Design Expert軟件對(duì)表2試驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，分別建立了淀粉酶活性（Y淀粉酶活性）、SOD酶活力活性（YSOD酶活性）、多糖含量（Y多糖含量）、皂苷含量（Y皂苷含量）4個(gè)指標(biāo)的回歸模型，各回歸模型方程如下：

以淀粉酶活力為指標(biāo)的二次回歸模型P值為＜0.000 1＜0.01，表明模型達(dá)極顯著水平，以SOD酶活力、多糖含量、皂苷含量為指標(biāo)的模型P值分別為0.0486、0.0214、0.039，均小于0.05，表明模型顯著。淀粉酶活力、SOD酶活力、多糖含量、皂苷含量4項(xiàng)指標(biāo)的判斷系數(shù)（R2）分別為0.936 7、0.921 4、0.908 3、0.926 5，說(shuō)明試驗(yàn)結(jié)果與模型擬合程度良好。

對(duì)各自變量進(jìn)行方差分析以進(jìn)一步對(duì)回歸系數(shù)做顯著性檢驗(yàn)，表3～表6結(jié)果顯示：各因素影響淀粉酶活性的主次順序?yàn)椋毫纤龋炯犹橇浚景l(fā)酵時(shí)間＞接種量，其中基質(zhì)加糖量（C）和料水比（D）對(duì)酵素淀粉酶活力影響達(dá)極顯著水平（P＜0.01）；各因素影響SOD活性的主次順序?yàn)椋喊l(fā)酵時(shí)間＞加糖量＞料水比＞接種量；各因素影響多糖含量的主次順序?yàn)椋杭犹橇浚窘臃N量＞料水比＞發(fā)酵時(shí)間，其中基質(zhì)中加糖量（C）對(duì)酵素中多糖含量影響達(dá)顯著水平（P＜0.05）；各因素影皂苷含量的主次順序?yàn)椋毫纤龋景l(fā)酵時(shí)間＞加糖量＞接種量。

2.2.2因素交互作用分析

表3方差分析結(jié)果顯示，以淀粉酶為響應(yīng)值時(shí)交互作用項(xiàng)CD的P值＜0.01，影響極顯著，該兩個(gè)因素交互作用的響應(yīng)面和等高線圖見(jiàn)圖5。

由圖5可知，在基質(zhì)加糖量范圍內(nèi)，隨著料液比的增加，淀粉酶活力不斷增大?；|(zhì)中的加糖量與料水比兩個(gè)因素共同影響了培養(yǎng)基中的滲透壓，糖溶液濃度越高，滲透壓越大，過(guò)高的滲透壓可能會(huì)造成微生物失水死亡，不利于菌體生長(zhǎng)，影響產(chǎn)酶。試驗(yàn)結(jié)果顯示，在加糖量30%～40%范圍內(nèi)，料液比增大至1∶10（g/mL）水平時(shí)基質(zhì)中糖濃度稀釋到適宜菌體生長(zhǎng)的良好環(huán)境，有利于其代謝產(chǎn)酶，顯示出較高的酶活力。

圖5　加糖量和料水比的交互作用對(duì)淀粉酶活性的影響Fig.5Response surface and contour plot for the interactive effects of addition level of sugar and ratio of material to water on amylase activity

表4分析結(jié)果可知，以SOD酶為響應(yīng)值時(shí)交互作用項(xiàng)AC的P值為0.024＜0.05，影響顯著，該兩個(gè)因素交互作用的響應(yīng)面和等高線圖見(jiàn)圖6。

由圖6可知，當(dāng)發(fā)酵時(shí)間小于4.5 d，隨著基質(zhì)中糖添加量的增加，SOD酶活性逐漸上升，當(dāng)發(fā)酵時(shí)間大于4.5 d時(shí)，酶活性反而出現(xiàn)隨糖添加量的增加而降低的趨勢(shì)?；|(zhì)中糖添加量越多，菌體可直接利用的營(yíng)養(yǎng)越多，會(huì)迅速生長(zhǎng)繁殖，代謝活動(dòng)加強(qiáng)，有利于其產(chǎn)酶，呈現(xiàn)酶活力增強(qiáng)，但如果發(fā)酵時(shí)間延長(zhǎng)，菌體長(zhǎng)期處于旺盛生長(zhǎng)狀態(tài)會(huì)提前進(jìn)入衰亡期，使產(chǎn)酶能力減弱，因此，應(yīng)協(xié)調(diào)糖添加量與發(fā)酵時(shí)間的關(guān)系，如果糖加量多，應(yīng)縮短發(fā)酵時(shí)間以利于菌體適度生長(zhǎng)。

圖6　發(fā)酵時(shí)間和加糖量的交互作用對(duì)SOD酶活性的影響Fig.6Response surface and contour plot for the interactive effects of time and addition level of sugar on SOD activity

表5方差分析結(jié)果顯示，基質(zhì)中加糖量和接種量對(duì)多糖含量的影響程度最大，圖7為固定發(fā)酵時(shí)間和料水比，BC兩自變量對(duì)多糖含量的交互效應(yīng)。

圖7　加糖量和接種量的交互作用對(duì)多糖含量的影響Fig.7Response surface and contour plot for the interactive effects of addition level of sugar and inoculation amount on polysaccharide content

由圖7可知，在基質(zhì)加糖量范圍內(nèi)，隨著接種量的增加，多糖含量不斷降低。接種量的增加帶來(lái)基質(zhì)中菌體密度增高，使得基質(zhì)中有限的營(yíng)養(yǎng)物質(zhì)逐漸被消耗，微生物先分解易吸收利用的小分子糖等，直至供給不足會(huì)分解多糖等物質(zhì)供生長(zhǎng)代謝活動(dòng)所用，造成其含量下降，而且過(guò)量繁殖的菌體在發(fā)酵過(guò)程中產(chǎn)生的部分物質(zhì)會(huì)改變基質(zhì)內(nèi)環(huán)境，干擾菌體代謝活動(dòng)，影響酵母多糖等代謝產(chǎn)物的生成。

以皂苷含量為響應(yīng)值時(shí)交互作用項(xiàng)CD的P值為0.035 4＜0.05，影響顯著，該兩個(gè)因素交互作用的響應(yīng)面和等高線圖見(jiàn)圖8。

圖8　加糖量和料水比的交互作用對(duì)皂苷含量的影響Fig.8Response surface and contour plot for the interactive effects of addition level of sugar and ratio of material to water on saponin content

由圖8可知，當(dāng)基質(zhì)中糖添加量小于37.5%時(shí)，隨著料水比增加，皂苷含量逐漸增加，當(dāng)糖添加量超過(guò)37.5%時(shí)，隨著料水比增加，皂苷含量有所下降?；|(zhì)中的加糖量與料水比（加液量）兩個(gè)因素共同影響培養(yǎng)基中的滲透壓，當(dāng)兩者比例適當(dāng)構(gòu)成了適宜菌體生長(zhǎng)的外環(huán)境，溶解在水中的糖作為可直接利用的正營(yíng)養(yǎng)因子會(huì)促進(jìn)菌體生長(zhǎng)，尤其是含量越高，營(yíng)養(yǎng)越豐富，菌體生長(zhǎng)繁殖越迅速，但是過(guò)度繁殖，當(dāng)營(yíng)養(yǎng)不足以滿足過(guò)高的菌濃度時(shí)，菌體會(huì)將皂苷等成分當(dāng)做營(yíng)養(yǎng)物質(zhì)分解，造成其含量下降。

2.2.3黃精發(fā)酵最優(yōu)工藝參數(shù)的確定

工藝優(yōu)化以淀粉酶活力、SOD酶活力及多糖含量和皂苷含量4項(xiàng)指標(biāo)的綜合評(píng)分為最終的響應(yīng)值，運(yùn)用隸屬度綜合評(píng)分法和賦予的權(quán)重進(jìn)行加權(quán)求和得到各指標(biāo)的綜合評(píng)分結(jié)果見(jiàn)表7。

表7　各指標(biāo)綜合評(píng)分Table 7Comprehensive score value of different index

表8　模型回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)結(jié)果Table 8Significance of coefficients of quadratic regression model

利用Design Expert軟件對(duì)綜合評(píng)分結(jié)果進(jìn)行二次多項(xiàng)回歸擬合，得到各因素對(duì)產(chǎn)品綜合評(píng)分的回歸方程：

該模型P值0.001 6＜0.01，表示試驗(yàn)?zāi)Ｐ蜆O顯著。模型的決定系數(shù)R2=0.944，說(shuō)明此模型擬合程度良好，可用此模型對(duì)黃精酵素發(fā)酵工藝進(jìn)行分析和預(yù)測(cè)。表8模型回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，各因素影響酵素綜合評(píng)分的主次順序?yàn)榱纤龋炯犹橇浚景l(fā)酵時(shí)間＞接種量，其中因素C和D的P值＜0.01，表明加糖量和料水比對(duì)酵素綜合評(píng)分的影響達(dá)極顯著水平，因素A的P值＜0.05，說(shuō)明發(fā)酵時(shí)間對(duì)黃精酵素綜合評(píng)分影響顯著。

應(yīng)用Design-Expert軟件對(duì)試驗(yàn)?zāi)Ｐ瓦M(jìn)行分析，得到黃精發(fā)酵的最佳工藝條件：發(fā)酵時(shí)間3 d，接種量2.4%，基質(zhì)中加糖量為40%，料水比1∶10（g/mL），在此點(diǎn)預(yù)測(cè)所得黃精酵素的綜合評(píng)分為0.933 7，重復(fù)3次進(jìn)行驗(yàn)證試驗(yàn)，發(fā)酵黃精得到黃精酵素各項(xiàng)指標(biāo)的平均值為淀粉酶347.33 U/g，SOD酶131.946 7 U/g，多糖含量469.84 mg/g，皂苷含量1.39 mg/g，其綜合評(píng)分為0.909 9，與預(yù)測(cè)值基本接近，說(shuō)明響應(yīng)面優(yōu)化工藝有效。

3　結(jié)論

黃精發(fā)酵過(guò)程中基質(zhì)糖添加量、料水比及發(fā)酵時(shí)間3個(gè)因素對(duì)酵素綜合品質(zhì)指標(biāo)均有顯著影響，通過(guò)綜合指標(biāo)優(yōu)化，確定最佳發(fā)酵工藝參數(shù)為糖添加量40%，料水比1∶10（g/mL），接種量2.4%，發(fā)酵時(shí)間3 d。以此工藝條件為基礎(chǔ)，得到黃精酵素食品淀粉酶活力347.33 U/g，SOD活力131.95 U/g，多糖含量469.84 mg/g，皂苷含量1.39 mg/g，其綜合評(píng)分為0.909 9，與預(yù)測(cè)值基本接近，說(shuō)明響應(yīng)面優(yōu)化工藝有效。發(fā)酵后所得酵素食品具有清香味，去除了生黃精麻味和刺激性，為以黃精為主的功能性食品開(kāi)發(fā)奠定一定基礎(chǔ)。

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A Preliminary Research of Fermentation Conditions of Rhizoma polygonati

YANG Jing-juan，ZHANG Xi，TAN Shu-yu，ZHAO Sheng-lan*
（Yunnan University of Traditional Chinese Medicine，Kunming 650500，Yunnan，China）

The fermentation conditions were investigated in the preparation of Rhizoma polygonati ferment.The amylase activity，SOD activity，polysaccharide and saponin content were taken as index，the single factor experiment and response surface Box-Benhnken design were employed to optimize the fermentation conditions by yeast.At the optimum fermentation conditions，40%sugar addition level in the medium，1∶10（g/mL）of the materials/water ratio at inoculation amount 2.4%for 3 days，the ferment production amylase activity was 347.33 U/g，SOD activity was 131.95 U/g，polysaccharide content was 469.84 mg/g，saponin content was 1.39 mg/g，and the production was faint scent as the irritation of crude Rhizoma polygonati was removed.It was indicated that fermentation was a feasible approach for the preparation of Rhizoma polygonati ferment food.

Rhizoma polygonati；fermentation；ferment；enzyme activity；polysaccharide；saponin

10.3969/j.issn.1005-6521.2016.17.020

2015-10-16

云南中醫(yī)學(xué)院大學(xué)生創(chuàng)新訓(xùn)練計(jì)劃項(xiàng)目（30270101600）；云南省應(yīng)用基礎(chǔ)研究計(jì)劃項(xiàng)目青年項(xiàng)目（2016FD054）

楊婧娟（1986—），女（白），助教，碩士，研究方向：天然產(chǎn)物研究與開(kāi)發(fā)。