畢云楓，李彤昕，閆璐，王溪竹，陶偉明，孫航，鄭明珠，劉景圣

（吉林農業(yè)大學食品科學與工程學院，吉林長春130118）

人參屬于五加科人參屬，多年生草本植物。在中國，人參歷來被譽為“百草之王”，是“滋陰補生，扶正固本”之極品，含多種皂甙和多糖類成分。人參的肉質根為著名強壯滋補藥，適用于抗疲勞、提高腦攝氧能力、調整血壓、恢復心臟功能、神經衰弱及身體虛弱等癥，也有祛痰、健胃、利尿、興奮等功效。我國的人參加工利用率較低，產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程中伴隨產生的副產物，無副作用，而且還含有淀粉以及大量的膳食纖維等營養(yǎng)物質。

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重要生理功能：增加飽腹感，預防肥胖癥；降低血糖水平，預防糖尿?。徽{節(jié)血脂水平，預防和改善心血管疾??；潤腸通便，調整腸道菌群，防治便秘和結腸癌等功能特性[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，以提高食品的營養(yǎng)價值，從而推動功能性食品的發(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法、酶法和超聲波輔助法等[6-9]。本試驗以復合酶法制備人參渣膳食纖維，通過單因素和響應面試驗優(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，對解決環(huán)境污染問題，促進人參殘渣的綜合利用以及解決現(xiàn)有的人參資源利用率低，原料浪費嚴重等問題具有重要意義[10-13]。

1 材料與方法

1.1 材料與試劑

人參殘渣：吉林宏久生物科技有限公司；α-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 儀器與設備

FW-100高速萬能粉碎機：天津市泰斯特儀器有限公司；DHG-9073BS-III電熱恒溫鼓風干燥箱、KYC-100B空氣恒溫搖床：上海新苗醫(yī)療器械制造有限公司；H-2050R離心機：長沙湘儀離心機儀器有限公司；LGJ-12冷凍干燥機：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，過篩→料液比1∶25（g/mL）加水→調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℃烘干稱重，得到的粉末即為不可溶性膳食纖維。

1.3.2 單因素試驗

準確稱取一定量的人參渣，設計料液比[1∶15、1 ∶20、1 ∶25、1 ∶30、1 ∶35（g/mL）]、淀粉酶和蛋白酶（質量比 1∶1）的添加量（0.125%、0.25%、0.5%、0.75%、1.0%）、酶解時間（1、2、3、4、5 h）以及粒度（40、60、80、100、120目）的4個單因素試驗，研究4個因素對人參不可溶膳食纖維提取率的影響，進而確定因素以及水平范圍內響應面試驗的設計。

1.3.3 響應面試驗

在單因素試驗結果的基礎上，以IDF提取率為主要指標，選取料液比、加酶量、酶解時間和粒度為影響變量進行響應面試驗。采用Design-Expert.V8.0.6統(tǒng)計軟件，設計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)關系[14]。

1.3.4 試驗結果測定方法

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量，g；m2為提取物中的總膳食纖維質量，g[15]。

2 結果與分析

2.1 單因素試驗結果分析

2.1.1 料液比對IDF得率的影響

在料液比分別設為 1 ∶15、1 ∶20、1 ∶25、1 ∶30、1 ∶35（g/mL），加酶量 0.5%，酶解時間 1 h，粒度 80 目的條件下，測定IDF提取率，試驗重復3次，研究料液比對人參渣IDF提取率的影響，結果如圖1所示。

圖1 料液比對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。當料液比在 1 ∶15（g/mL）～1 ∶25（g/mL）時，IDF提取率逐漸增大，在1∶25（g/mL）時達到峰值；當料液比在 1 ∶25（g/mL）～1 ∶35（g/mL）時，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，酶與反應物可以更好地接觸從而進行反應。隨著底物濃度的減小，酶與可反應物的作用也會相對減少，因此提取率將逐漸減小。綜上可知，IDF的提取率在1∶25（g/mL）時達到最高，隨后逐漸下降。

2.1.2 加酶量對IDF得率的影響

在加酶量分別設為0.125%、0.25%、0.5%、0.75%、1.0%，料液比 1 ∶25（g/mL），酶解時間 1 h，粒度 80 目的條件下，測定IDF提取率，試驗重復3次，研究加酶量對人參渣IDF提取率的影響，結果如圖2所示。

圖2 加酶量對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。當加酶量在0.125%～0.5%時，IDF提取率逐漸增大，在0.5%時達到峰值；當加酶量在0.5%～1.0%時，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。但當加酶量達到0.5%以后，淀粉酶量對于樣品已經達到飽和作用，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%時達到最高，隨后逐漸下降。

2.1.3 酶解時間對IDF提取率的影響

在酶解時間分別設為 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，測定IDF提取率，試驗重復3次，研究酶解時間對人參渣IDF提取率的影響，結果如圖3所示。

圖3 酶解時間對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，隨著酶解時間的增加，IDF的提取率呈下降趨勢。由于在進行初始試驗，設定酶解時間不足1 h時，IDF的提取率低于60%，故再次試驗設計酶解時間從1 h起。當酶解時間為1 h時，IDF提取率達到峰值，酶解時間超過1 h時，IDF提取率逐漸降低。這是由于隨著酶解時間的延長，溶液中-OH與氫鍵結合的機會較多，破壞了IDF的氫鍵，使其氧化分解，導致提取率較低。綜上可知，IDF的提取率在酶解時間1 h時達到最高，隨后呈下降趨勢。

2.1.4 粒度對IDF提取率的影響

在粒度分別設為 40、60、80、100、120 目，料液比1 ∶25（g/mL），加酶量 0.5%，酶解時間 1 h的條件下，測定IDF提取率，試驗重復3次，研究粒度對人參渣IDF提取率的影響，結果如圖4所示。

圖4 粒度對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。當粒度為80目時，IDF提取率達到峰值。因為膳食纖維的表面積大小和粒度直接相關，當人參渣的粒度由40目變?yōu)?0目之間時，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；而當其由80目變?yōu)?20目的過程中，IDF提取率顯著降低，這可能是因為在粉碎過程中破壞了膳食纖維的部分連接結構，進而影響了IDF的提取率。綜上可知，IDF的提取率在80目時達到最高，隨后逐漸下降。

2.2 響應面法優(yōu)化試驗結果分析

2.2.1 響應面試驗優(yōu)化設計及結果

采用Design-Expert.V8.0.6統(tǒng)計軟件設計，試驗結果見表1，回歸方差分析見表2。

采用Design-Expert.V8.0.6統(tǒng)計軟件，對圖5中的試驗數(shù)據(jù)進行二次多項式回歸擬合，獲得二次項回歸方程為：

表1 Box-Behnken試驗設計及結果Table 1 Box-Behnken design and corresponding experimental results

表2 響應面試驗回歸模型方差分析Table 2 Variance analysis for the fitted regression equation

續(xù)表2 響應面試驗回歸模型方差分析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響應值影響的顯著性用F檢驗來判定，概率P值越小，則響應變量的顯著成度越高。從表2可以看出，該模型效應顯著（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性關系顯著（R2=0.995 4），模型調整確定系數(shù)R2Adj=0.990 9，說明該模型可信度較高，擬合度較好。失擬項不顯著（P＞0.05），說明本試驗所得二次回歸方程能夠很好對響應值進行預測[17-20]。從方差分析結果可以看出各因素對IDF提取率的影響力大小的順序為：D＞B＞A＞C，即粒度＞加酶量＞液料比＞酶解時間。

2.2.2 響應面分析

利用Design-Expert.V8.0.6軟件進行四元二次回歸擬合，得到回歸方程的響應面等高線和曲面圖。響應曲面反映了當料液比、加酶量、酶解時間、粒度4個因素的任意兩個變量取零點水平時，其他兩個因素的交互作用對不可溶性膳食纖維提取率的影響。曲面陡表明該因素對提取率的影響顯著，曲面平緩表明該因素對提取率的影響不顯著；等高線形狀反映兩因素交互作用的強弱，橢圓形表明交互作用強，圓形則表明交互作用弱；等高線密集表明對提取率影響較大，稀疏表明影響較小，結果如圖5所示。

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

2.3 驗證試驗

通過響應面法優(yōu)化可得到復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]到實際情況，在此條件下進行了檢驗試驗，重復3次，結果如圖6所示。

由圖6可以看出，在最優(yōu)條件下進行驗證試驗的結果分別為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%，與模型理論預測值的偏差均約為0.33%，與預測值較接 近，說明該模型對試驗擬合較好，即該響應面回歸模型具有可行性，有一定的應用價值。

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

3 結論

經過響應面法優(yōu)化與驗證試驗，最終得到復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%。通過進行驗證試驗，最終得到不可溶性膳食纖維提取率為67.78%，與模型理論預測值的偏差均約為0.33%，與預測值較接近，說明該模型對試驗擬合較好，即該響應面回歸模型具有可行性，有一定的應用價值。