梁子敬，張景艷，馮海鵬，張凱，王磊，王旭榮，張康，李建喜

（中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院蘭州畜牧與獸藥研究所，甘肅省中獸藥工程技術(shù)研究中心，甘肅蘭州730050）

黃芪（Radix Astragali），又名綿芪，為豆科黃芪屬 多年生草本植物，分為膜莢黃芪和內(nèi)蒙古黃芪兩種，主要產(chǎn)于內(nèi)蒙古、甘肅、黑龍江和山西等地。其用于藥材迄今已有兩千多年的歷史，同時(shí)也是老百姓常食用的純天然品。通過研究人員近年來對(duì)黃芪的化學(xué)成分、藥理活性的研究，發(fā)現(xiàn)黃芪中含有多糖、蛋白質(zhì)、氨基酸和黃酮等多種成分，其中多糖成分是主要的生物活性成分之一[1]。黃芪多糖（Astragalus polysaccharides）主要由葡萄糖、鼠李糖、阿拉伯糖和半乳糖組成，其具有免疫調(diào)節(jié)[2]、抗氧化[3]、抗腫瘤[4]、抗病毒[5]、抗炎[6-7]和保肝[8]等活性，特別以免疫調(diào)節(jié)功能最為突出[9]。

目前關(guān)于黃芪多糖的提取工藝，主要以熱水浸提法和纖維素酶解法等傳統(tǒng)溶劑法和酶解法為主，但其耗時(shí)、易使成分失活的弊端一直存在。近些年逐步興起的超聲波輔助提取法[10]、微波輔助提取法[11]等新技術(shù)解決了耗時(shí)和維持生物活性的問題，并且由于成本低，易操作的特點(diǎn)使其較傳統(tǒng)提取工藝優(yōu)勢(shì)更為明顯。因此利用單因素和響應(yīng)面法對(duì)黃芪多糖的提取工藝進(jìn)行優(yōu)化，旨在為黃芪多糖能更合理地開發(fā)和利用提供理論參考。

1 材料與方法

1.1 材料與試劑

膜莢黃芪根：蘭州市黃河中藥材市場(chǎng)；無水乙醇及其他試劑均為分析純。

1.2 儀器與設(shè)備

DFY-500型搖擺式高速中藥粉碎機(jī)：溫嶺市大機(jī)械有限公司；標(biāo)準(zhǔn)60目篩：浙江上虞市金鼎標(biāo)準(zhǔn)篩具廠；Allegra X-15R臺(tái)式冷凍離心機(jī)：貝克曼庫爾特有限公司；HH-4型數(shù)顯恒溫水浴鍋：常州國華電器有限公司；KQ-600DE型數(shù)控超聲波清洗器：昆山市超聲儀器有限公司；LGJ-10F型真空冷凍干燥機(jī)：北京松源華興科技發(fā)展有限公司；BS 224 S電子天平：賽多利斯科學(xué)儀器（北京）有限公司。

1.3 方法

1.3.1 多糖提取工藝路線

膜莢黃芪→粉碎機(jī)粉碎→經(jīng)60目篩子篩→稱重10 g→按相應(yīng)液料比加純水→按相應(yīng)提取功率和提取時(shí)間進(jìn)行超聲→經(jīng)紗布濾過后濃縮→3倍體積無水乙醇過夜沉淀→離心后，沉淀經(jīng)無水乙醇清洗后再用純水清洗，凍干→稱重。

1.3.2 計(jì)算公式

1.3.3 單因素試驗(yàn)

在提取時(shí)間分別為 20、40、60、80、100 min，提取溫度分別為 40、50、60、70、80 ℃，功率分別為 120、240、360、480、600W，液料比分別為 5∶1、10∶1、15∶1、20 ∶1、25∶1（mL/g）的條件下，按照1.3.1的方法和 1.3.2的得率計(jì)算方法，進(jìn)行提取時(shí)間、提取溫度、提取功率、液料比4個(gè)因素對(duì)黃芪多糖得率的影響試驗(yàn)。

1.3.4 響應(yīng)面優(yōu)化試驗(yàn)設(shè)計(jì)

結(jié)合單因素試驗(yàn)結(jié)果，選取提取時(shí)間、功率、液料比3個(gè)影響因素，再根據(jù)三因素三水平的響應(yīng)面法，分別用 X1、X2、X3代表 3 個(gè)因素，以-1、0、1 代表變量的水平，對(duì)自變量進(jìn)行編碼（表1）。其中Xi變量編碼值。采用多元回歸設(shè)計(jì)方法，以多糖得率（Y，%）作為響應(yīng)值，通過Box-Behnken響應(yīng)面分析確定最佳提取條件。

表1 試驗(yàn)編碼和試驗(yàn)參數(shù)對(duì)照關(guān)系Table 1 The comparison relationship between encode and actual concentration of factor

2 結(jié)果與分析

2.1 最佳單因素條件

2.1.1 提取時(shí)間單因素試驗(yàn)

在提取溫度為 60℃、液料比為 15∶1（mL/g）、功率為360 W條件下，選取提取時(shí)間分別為20、40、60、80、100 min進(jìn)行提取時(shí)間因素對(duì)黃芪多糖得率的影響試驗(yàn)，見圖1。

圖1 提取時(shí)間對(duì)多糖得率的影響Fig.1 Effect of extraction time on the extraction rate of polysaccharides

由圖1可知，多糖得率在提取時(shí)間從20 min至80 min之間呈遞增的趨勢(shì)，并且提取時(shí)間在80 min時(shí)達(dá)到較大值，往后趨于平緩。表明提取時(shí)間在一定范圍內(nèi)可以增加多糖得率，但時(shí)間過長會(huì)導(dǎo)致多糖結(jié)構(gòu)的破壞。因此，結(jié)合多糖得率以及在節(jié)省時(shí)間的考慮下，選擇較優(yōu)的提取時(shí)間為80 min。

2.1.2 提取溫度單因素試驗(yàn)

在提取時(shí)間為 60 min、液料比為 15 ∶1（mL/g）、功率為360 W條件下，選取提取溫度分別為40、50、60、70、80℃進(jìn)行提取溫度因素對(duì)黃芪多糖得率的影響試驗(yàn)，見圖2。

圖2 提取溫度對(duì)多糖得率的影響Fig.2 Effect of extraction temperature on the extraction rate of polysaccharides

由圖2可知，多糖得率在提取溫度從40℃至80℃之間呈遞增的趨勢(shì)，并且提取溫度在80℃時(shí)達(dá)到最大值。表明在一定范圍內(nèi)，提取溫度越高，多糖得率越大。因此，選擇較優(yōu)的提取溫度為80℃。

2.1.3 提取功率單因素試驗(yàn)

在提取時(shí)間為60 min、提取溫度為60℃、液料比為15∶1（mL/g）條件下，選取功率分別為120、240、360、480、600 W進(jìn)行功率因素對(duì)黃芪多糖得率的影響試驗(yàn)，見圖3。

圖3 提取功率對(duì)多糖得率的影響Fig.3 Effect of power on the extraction rate of polysaccharides

由圖3可知，多糖得率在提取功率從120 W至600 W之間呈依次遞增的趨勢(shì)，并且提取功率在600 W時(shí)達(dá)到最大值。多糖得率從480 W至600 W放緩，可能是由于功率過大而破壞了多糖結(jié)構(gòu)。因此，結(jié)合多糖得率和實(shí)際操作選擇較優(yōu)的提取功率為480 W。

2.1.4 液料比單因素試驗(yàn)

在提取時(shí)間為60 min、提取溫度為60℃、功率為360 W 條件下，而液料比分別為 5 ∶1、10 ∶1、15 ∶1、20 ∶1、25 ∶1（mL/g）下進(jìn)行液料比因素對(duì)黃芪多糖得率的影響試驗(yàn)，見圖4。

由圖4可知，多糖得率在料液比從5∶1（mL/g）至20∶1（mL/g）之間呈依次遞增的趨勢(shì)，并且料液比在20∶1（mL/g）時(shí)達(dá)到最大值，而后多糖得率開始下降。因此，選擇較優(yōu)的液料比為20∶1（mL/g）。

圖4 液料比對(duì)多糖得率的影響Fig.4 Effect of solid-liquid ratio on the extraction rate of polysaccharides

2.2 響應(yīng)面優(yōu)化多糖提取工藝

2.2.1 Box-Benhnken設(shè)計(jì)試驗(yàn)結(jié)果與分析

根據(jù)Box-Behnken原理設(shè)計(jì)試驗(yàn)，結(jié)合單因素試驗(yàn)結(jié)果確定因素的水平范圍，將多糖得率作為響應(yīng)值，進(jìn)行三因素三水平的響應(yīng)面分析，見表2。

表2 Box-Behnken試驗(yàn)設(shè)計(jì)及結(jié)果Table 2 Design and results of Box-Behnken experiment

由表2可知，當(dāng)提取時(shí)間為60 min，提取功率480 W，液料比20∶1（mL/g）時(shí)，黃芪多糖的得率最高為6.215%。采用Design Expert 8.0軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行二次多項(xiàng)回歸擬合，模型擬合結(jié)果為Y=5.79+0.38X1+0.46X2+0.5X3+0.22X1X2+0.12X1X3+0.42X2X3-0.85X12-1.26X22-0.37X32，R2=0.965 2。方差分析結(jié)果見表3。

表3 方差分析結(jié)果Table 3 Analysis of variance results

由表3可知，該模型回歸極顯著（P＜0.01），失擬項(xiàng)不顯著（P＞0.05），且 R2=0.965 2，R2Adj=0.920 5，說明該模型與試驗(yàn)擬合較好。另外，模型中的一次項(xiàng)X1、X2、X3，二次項(xiàng) X12、X22、X32和交互項(xiàng) X2X3的 P 值均＜0.05，表明該試驗(yàn)的各因素以及因素間的交互作用對(duì)黃芪多糖的得率有顯著影響。由F值可知，各因素對(duì)黃芪多糖提取率變化的貢獻(xiàn)大小為：提取功率＞液料比＞提取時(shí)間。

2.2.2 響應(yīng)面及等高線結(jié)果

通過回歸模型，可以分別得到任意兩因素以及其交叉作用對(duì)黃芪多糖得率的等高線圖和響應(yīng)面圖。時(shí)間和液料比對(duì)多糖得率影響見圖5，時(shí)間和功率對(duì)多糖得率的影響見圖6，液料比和功率對(duì)多糖得率的影響見圖7。

由圖5可知，當(dāng)提取時(shí)間一定時(shí)，隨著液料比的增大，多糖的提取量呈現(xiàn)先遞增后遞減的趨勢(shì)，反之，當(dāng)液料比一定時(shí)，隨著提取時(shí)間的增加，多糖的提取率呈現(xiàn)先遞增后趨于平緩。表明液料比對(duì)多糖提取率影響較大，且兩因素交互作用較顯著。

圖5 提取時(shí)間和液料比對(duì)多糖得率的交互作用的等高線和響應(yīng)面Fig.5 Ultrasonic treatment time and liquid-solid ratio on the interaction polysaccharides yield of a response surface plot and contour line

圖6 提取時(shí)間和提取功率對(duì)多糖得率的交互作用的等高線和響應(yīng)面Fig.6 Ultrasonic treatment time and ultrasonic power on the interaction polysaccharides yield of a response surface plot and contour line

由圖6可知，當(dāng)提取時(shí)間一定時(shí)，隨著提取功率的增大，多糖得率呈現(xiàn)出先遞增后平緩的趨勢(shì)，反之亦然，當(dāng)提取功率一定時(shí)，隨著提取時(shí)間的增加，多糖的提取率也呈現(xiàn)出先遞增后趨于平緩。

圖7 液料比和提取功率對(duì)多糖得率的交互作用的等高線和響應(yīng)面Fig.7 Ultrasonic liquid-solid ratio and ultrasonic power on the interaction polysaccharides yield of a response surface plot and contour line

由圖7可知，當(dāng)液料比一定時(shí)，隨著提取功率的增大，多糖的得率呈現(xiàn)出遞增的趨勢(shì)，而當(dāng)提取功率一定時(shí)，隨著液料比的增加，多糖的得率呈現(xiàn)出先遞增后趨于平緩，表明液料比和功率對(duì)多糖得率影響較大，且兩因素交互作用顯著。

2.2.3 驗(yàn)證試驗(yàn)

通過Design Expert 8.0軟件分析的得到黃芪多糖得率的最優(yōu)工藝條件：提取時(shí)間86.81 min，液料比21.84∶1（mL/g），功率 591.94 W，得率為 6.18%。參考最優(yōu)條件，結(jié)合實(shí)際后確定最終優(yōu)化方案為：提取時(shí)間 87 min，液料比 22∶1（mL/g），提取功率 600 W。根據(jù)最終優(yōu)化方案進(jìn)行驗(yàn)證試驗(yàn)，得到黃芪多糖的得率為6.07%，與模型的理論值相差1.78%，由此可見，應(yīng)用該模型改進(jìn)超聲波提取黃芪多糖是可行的。

3 結(jié)論

本文采用Design Expert 8.0軟件，通過響應(yīng)面分析得到多糖得率和提取時(shí)間、提取功率和料液比因素的模型方程，各因素對(duì)黃芪多糖得率變化的貢獻(xiàn)大小依次為提取功率、液料比和提取時(shí)間，且液料比與功率交互作用最為顯著。最佳提取工藝參數(shù)為提取時(shí)間87 min，液料比 22 ∶1（mL/g），提取功率 600 W，得率為6.07%。因此，在保證得率的前提下，利用超聲波提取法使得黃芪多糖的提取更為高效。