趙湘蓉 方偉 劉勝貴

摘要：2018年國家衛(wèi)計(jì)委批準(zhǔn)對天麻進(jìn)行為期2年的試生產(chǎn)。天麻納入新資源食品名錄大勢所趨。在此背景下，以湖南雪峰山天麻為原料，經(jīng)隔水蒸煮烘干處理，在單因素試驗(yàn)基礎(chǔ)上通過響應(yīng)面分析對多糖提取的工藝條件進(jìn)行系統(tǒng)優(yōu)化。結(jié)果表明，天麻多糖的最佳工藝為料液比1∶8.2，提取溫度40 ℃，提取時(shí)間31.3 min，在此條件下進(jìn)行驗(yàn)證試驗(yàn)得到天麻多糖量為14.89%。該方法科學(xué)、簡便，可以為雪峰山天麻藥食兩用產(chǎn)業(yè)化加工奠定基礎(chǔ)。

關(guān)鍵詞：天麻多糖;響應(yīng)面分析;工藝優(yōu)化;蒸煮;烘干;產(chǎn)業(yè)化

中圖分類號：R284.1? ? ? 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A? ? doi：10.16693/j.cnki.1671-9646（X）.2020.01.048

Abstract：The National Health Commission of our country approved a two-year trial production of Gastrodiae elata in 2018. It is a general trend that Gastrodiae elata should be included in the list of new resource food. Under this background，the extraction process of polysaccharides from Gastrodiae elata in Xuefeng Mountain of Hu'nan Province was systematically optimized by response surface methodology based on single factor experiments. The results showed that the optimum extraction conditions of Gastrodiae elata polysaccharides were the ratio of material to liquid 1∶8.2，extraction temperature 40 ℃，extraction time 31.3 min. Under these conditions，the yield of Gastrodiae elata polysaccharides was 14.89%. The method was scientific and simple，which can lay a foundation for industrialized processing of Gastrodiae elata as medicine and food in Xuefeng Mountain.

Key words：Gastrodiae elata polysaccharide;response surface methodology;method optimization;cooking;dry;industrialization

0? ?引言

天麻（Gastrodia elata）為蘭科天麻屬多年生草本植物，又名赤箭、白龍皮、明天麻等，常以干燥的塊莖入藥，據(jù)《本草綱目》記載：“赤箭辛、溫、無毒，主治諸風(fēng)濕痹、四肢拘攣、癱瘓不遂、眩暈頭痛等癥?！碧炻橹饕炻樗?、對羥基苯甲醇、蛋白質(zhì)、多糖和微量元素等化學(xué)成分。越來越多的科學(xué)研究表明，其中天麻多糖具有清除自由基[1]、抗腫瘤[2]、抗衰老[3]、降血壓[4-5]、調(diào)血脂[6]、免疫調(diào)節(jié)[7-8]等作用。2018年4月，國家衛(wèi)健委公布的《關(guān)于征求將黨參等9種物質(zhì)作為按照傳統(tǒng)既是食品又是中藥材物質(zhì)管理意見的函》中提到，擬將天麻按照食藥物質(zhì)管理并進(jìn)行為期2年的試生產(chǎn)。這無疑為天麻產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶來了新的契機(jī)，開發(fā)天麻健康食品、提升產(chǎn)品附加值將會(huì)成為天麻產(chǎn)業(yè)發(fā)展的新亮點(diǎn)。天麻的化學(xué)成分除了受品種、采收、產(chǎn)地、菌材等因素影響外，還與加工工藝密切相關(guān)。目前，關(guān)于雪峰山天麻方面的研究報(bào)道還較少。試驗(yàn)以湖南雪峰山天麻為樣品，以多糖產(chǎn)量為衡量指標(biāo)，探究天麻多糖提取的最佳工藝，以期為天麻藥食兩用產(chǎn)業(yè)化加工奠定基礎(chǔ)。

1? ?材料與方法

1.1? ?材料和設(shè)備

天麻，采挖于湖南綏寧。電熱恒溫鼓風(fēng)干燥器、電子分析天平、高速粉碎機(jī)等。

1.2? ?天麻預(yù)處理

采用蒸制法處理天麻樣品。取100 g左右的新鮮雪峰山天麻塊莖，洗凈后晾干水分，隔水蒸制20 min，瀝水切片，于80 ℃下熱風(fēng)烘干至恒質(zhì)量后粉碎過篩 待測。

新鮮雪峰山天麻干凈塊莖→蒸制切片→80 ℃下烘干恒質(zhì)量→粉碎至80目→天麻粉末→超聲波提取→過濾→離心→上清液→蒸發(fā)濃縮→醇沉→離心取沉淀→低溫烘干→天麻多糖。

1.3? ?多糖提取試驗(yàn)

天麻粉末置于烘箱中45 ℃條件下烘干至恒質(zhì)量，粉碎并過100目篩，得到天麻粉后固定其他條件，分別考查料液比（1∶4，1∶8，1∶12，1∶16， 1∶20）、提取溫度（30，35，40，45，50 ℃）、提取時(shí)間（10，20，30，40，50 min）對產(chǎn)量的影響。

1.4? ?天麻多糖含量的測定

1.4.1? ?葡萄糖標(biāo)準(zhǔn)溶液的配制

稱取在105 ℃下干燥至恒質(zhì)量的無水葡萄糖對照品33 mg，精確稱定，置于100 mL容量瓶中，加水溶解并稀釋至刻度線，搖勻，得到每1 mL含無水葡萄糖0.33 mg的標(biāo)準(zhǔn)溶液。

1.4.2? ?葡萄糖標(biāo)準(zhǔn)曲線的制作

精確吸取標(biāo)準(zhǔn)溶液0，1，2，3，4，5，6 mL，分別置于7個(gè)10 mL具塞刻度試管中，先分別加蒸餾水2.0，1.9，1.8，1.7，1.6，1.5，1.4 mL，搖勻，在冰水浴中緩慢滴加0.2%的蒽酮-硫酸溶液（精確稱取蒽酮0.2 g，溶于100 mL濃硫酸中即可）8 mL，混勻，放冷后沸水浴10 min，取出立即置于冰水浴中冷卻10 min，取出。用分光光度計(jì)在波長582 nm處測定吸光度。

以吸光度（Y）為縱坐標(biāo)，葡萄糖質(zhì)量濃度（X）為橫坐標(biāo)繪制標(biāo)準(zhǔn)曲線，得到回歸方程：

Y=3.677 1X+0.010 1，R2=0.999 5。

1.4.3? ?樣品中多糖含量的測定

精確稱取在80 ℃下干燥至恒質(zhì)量的天麻粉末0.25 g，置于圓底燒瓶中，加入80%乙醇150 mL，進(jìn)行1 h的回流提取，回流水浴溫度100 ℃，趁熱過濾，殘?jiān)?0%熱乙醇洗滌3次，每次10 mL，將殘?jiān)图盀V紙置燒瓶中，加水150 mL，置沸水浴中加熱回流1 h，趁熱過濾，殘?jiān)盁坑脽崴礈?次，每次10 mL，合并濾液與洗液，放冷，轉(zhuǎn)移至250 mL量瓶中，加水至刻度，搖勻，精密量取1 mL，置10 mL具塞干燥試管中，加蒸餾水1 mL，搖勻，再在冰浴中緩慢滴加0.2%蒽酮-硫酸溶液8 mL，混勻，放冷后置于沸水浴中加熱10 min，取出，立即置于冰水浴中冷卻10 min，用分光光度計(jì)在波長582 nm處測定吸光度。重復(fù)3組，取平均值。根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)曲線，即可求得樣品中多糖的含量。計(jì)算公式如下：

式中：C——有標(biāo)準(zhǔn)曲線上得到的多糖含量，μg/mL;

V總——提取液的總體積（250 mL）;

V測——測定時(shí)取用樣品的體積（1mL）;

n——稀釋倍數(shù);

W——樣品質(zhì)量，g;

106——樣品質(zhì)量單位由g換算成μg。

2? ?響應(yīng)面設(shè)計(jì)與結(jié)果分析

2.1? ?響應(yīng)曲面優(yōu)化試驗(yàn)設(shè)計(jì)及結(jié)果

在單因素試驗(yàn)的基礎(chǔ)上，考慮到試驗(yàn)因素對含量的影響是曲線關(guān)系，故采用響應(yīng)面法尋找最佳工藝條件。根據(jù)響應(yīng)面Box-Behnken設(shè)計(jì)原理，選取料液比（A）、提取溫度（B）、提取時(shí)間（C）共3個(gè)對含量有影響的參數(shù)因子，以單因素試驗(yàn)中最佳水平作為響應(yīng)面設(shè)計(jì)的0水平設(shè)計(jì)試驗(yàn)方案，取得試驗(yàn)結(jié)果后，采用三因子三水平的響應(yīng)面分析法，得到二次回歸方程，并找出最佳工藝參數(shù)。

Box-Behnken設(shè)計(jì)因素編碼水平見表1，Box- Behnken試驗(yàn)設(shè)計(jì)及結(jié)果見表2。

2.2? ?方差分析

模型整體方差分析表明，F(xiàn)值為42.421，p遠(yuǎn)小于0.001，說明模型是成立的，有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。失擬合項(xiàng)方差分析表明，F(xiàn)值為2.091，p大于0.05，說明模型合理，無需擬合更高次項(xiàng)方程，不需要引入更多自變量。模型決定系數(shù)為0.982，調(diào)整決定系數(shù)為0.959，說明響應(yīng)值的變化98.2%來源于所選因素。變異系數(shù)（Coefficient Variability，CV%）表示不同水平的處理組之間的變異程度，一般小于5%，該模型變異系數(shù)為2.42%，變異極小，說明模型的可信度高，試驗(yàn)數(shù)據(jù)合理，可重復(fù)性好。信噪比（Adeq precision）是表示信號與噪聲的比例，通常希望該值大于4。該模型中信噪比值為16.23，說明了模型的充分性和合理性，模型具有足夠高的精確度，能準(zhǔn)確反映試驗(yàn)結(jié)果。

A2，B2，C2和料液比（A）、提取時(shí)間（C）、提取溫度（B）對含量影響在0.01水平顯著，BC，AB交互作用對含量影響在0.05水平顯著。說明A，B和C因素對含量影響主要是二次方效應(yīng)，A，B，C因素還存在線性效應(yīng)，因素間還存在交互效應(yīng)。

回歸方程模型的方差分析見表3，模型擬合分析見表4。

代碼方程為：

含量（%）= 1.33+0.049A+0.046B+0.047C+

0.045AB-0.013AC-0.047BC-

0.17A2-0.13B2-0.073C2.

2.3? ?因素總體效應(yīng)分析

試驗(yàn)所選因素對含量影響存在二次方效應(yīng)、線性效應(yīng)和交互效應(yīng)。圖1顯示，A，B，C因素對含量的影響呈現(xiàn)曲線效應(yīng)，隨著因素水平的增加，響應(yīng)值呈現(xiàn)先快速上升后降低趨緩的趨勢，從3個(gè)因素波動(dòng)圖的變化幅度和陡峭程度可見，A因素高于B因素，B因素高于C因素，總體上對含量的影響由高到低為A，B，C因素。

因素總體效應(yīng)分析波動(dòng)圖見圖1。

2.4? ?不同因素間交互作用分析

響應(yīng)面分析圖是由響應(yīng)值和各試驗(yàn)因子構(gòu)成的立體曲面圖，圖1中顯示了料液比、提取溫度、提取時(shí)間中任意1個(gè)因素取零水平時(shí)，其余2個(gè)因素對含量的影響。

響應(yīng)面圖坡度越大，該因素對含量的影響也越大，但2個(gè)因素存在交互作用時(shí)，一個(gè)因素在另一個(gè)因素的不同水平對含量的影響過程有差異。研究響應(yīng)面圖均呈現(xiàn)開口向下的鐘罩形，即隨著因素水平的增加，含量呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢。

不同因素間交互作用分析見圖2。

2.4.1? ?A和B因素交互作用

由圖2（a）可知，A和B因素等高線呈現(xiàn)橢圓形，說明A和B因素存在交互作用，且A因素等高線密集程度高于B因素，表明A因素對含量的影響高于B因素。

A和B因素響應(yīng)面圖顯示，隨著A因素水平的增加含量增加，超過一定值（1∶7 ～ 1∶9）時(shí)，含量開始下降，由于交互作用的存在，在B因素的不同水平，A因素水平的增加導(dǎo)致含量變化有差異：在B因素低水平時(shí)，隨著A因素的增加，含量快速上升后快速下降;在B因素高水平時(shí)，隨著A因素的增加，含量快速上升后緩慢下降。

由圖2（b）可知，隨著B因素的增加含量增加，超過一定值（39.5～41.5 ℃）時(shí)，含量開始下降，由于交互作用的存在，在A因素的不同水平，B因素的增加導(dǎo)致含量變化有差異：在A因素低水平時(shí)，隨著B因素的增加，含量快速上升后快速下降;在A因素高水平時(shí)，隨著B因素水平的增加，含量快速上升后緩慢下降。

2.4.2? ?A和C因素交互作用

由圖2（c）可知，A和C因素等高線呈現(xiàn)圓形，說明A和C因素不存在交互作用，且A因素的等高線密集程度高于C因素，表明A因素對含量的影響高于C因素。

由圖2（d）可知，A和C因素響應(yīng)面圖顯示，隨著A因素水平的增加含量在增加，超過一定值（1∶7.5 ～ 1∶9）時(shí)，含量開始下降。隨著C因素的增加含量在增加，超過一定值（30～35 min）時(shí)，含量開始下降。

2.4.3? ?B和C因素交互作用

由圖2（e）可知，B和C因素等高線呈現(xiàn)橢圓形，說明B和C因素存在交互作用，且B因素的等高線密集程度高于C因素，表明B因素對含量的影響高于C因素。

B和C因素響應(yīng)面圖顯示，隨著B因素水平的增加含量在增加，超過一定值（39～42 ℃）時(shí)，含量開始下降，由于交互作用的存在，在C因素的不同水平，B因素水平的增加導(dǎo)致含量變化有差異：在C因素低水平時(shí)，隨著B因素的增加，含量快速上升后緩慢下降;在C因素高水平時(shí)，隨著B因素的增加，含量緩慢上升后緩慢下降。

由圖2（f）可知，隨著C因素的增加含量增加，超過一定值（30～35 min）時(shí)，含量開始下降，由于交互作用的存在，在B因素的不同水平，C因素的增加導(dǎo)致變化有差異，在B因素低水平時(shí)，隨著C因素的增加，含量快速上升后緩慢下降，在B因素高水平時(shí)，隨著C因素的增加，含量緩慢上升后緩慢下降。

2.5? ?理論最佳工藝參數(shù)

對擬合的二次方程以最大含量為目標(biāo)進(jìn)行求解，得出最佳生產(chǎn)條件，當(dāng)A因素為1∶8.18，B因素為39.86 ℃，C因素為31.29 min時(shí)，含量達(dá)到最佳，理論預(yù)測值為14.968 8%。

2.6? ?最佳工藝條件驗(yàn)證

根據(jù)理論最佳條件，結(jié)合實(shí)際情況，選取A因素1∶8.2，B因素40 ℃，C因素31.3 min時(shí)，試驗(yàn)3次，測定含量平均值，結(jié)果為14.89%±0.83%，與理論預(yù)測值非常接近，誤差小于5%，證明該最佳工藝條件合理可行，在該工藝下含量最佳。

2.7? ?模型診斷

殘差概率正態(tài)圖見圖3，預(yù)測值與實(shí)際值散點(diǎn)圖見圖4。

殘差正態(tài)圖顯示，殘差緊緊圍繞對角線分布，滿足正態(tài)性，表明模型合理可用（圖3（a））。

2.8? ?實(shí)際值與預(yù)測值

預(yù)測值與實(shí)際值見表5。

根據(jù)所建立的模型進(jìn)行預(yù)測，結(jié)果可見預(yù)測值與實(shí)際值非常接近，模型合理可用。實(shí)際值和預(yù)測值散點(diǎn)均可見（圖3（b）），散點(diǎn)緊緊圍繞對角線分布，預(yù)測值與實(shí)際值擬合極好。

3? ?結(jié)論

雪峰山天麻多糖的最佳工藝為料液比1∶8.2，提取溫度40 ℃，提取時(shí)間31.3 min，在此條件下進(jìn)行驗(yàn)證試驗(yàn)得到天麻多糖含量為14.89%。

天麻提取物富含天麻素，對羥基苯甲醇和多糖等諸多營養(yǎng)成分，可應(yīng)用到醫(yī)藥、食品、日用品等多個(gè)領(lǐng)域。作為準(zhǔn)藥食兩用的新資源食品，隨著消費(fèi)者對消費(fèi)認(rèn)識的提高和對健康飲食的追求，天麻產(chǎn)業(yè)鏈將不斷延伸，天麻產(chǎn)業(yè)不再依賴于鮮天麻和初加工產(chǎn)品的銷售，而是轉(zhuǎn)向精深加工的產(chǎn)品開發(fā)，進(jìn)而激活天麻市場潛能，延伸產(chǎn)業(yè)鏈，帶動(dòng)民族藥食植物資源開發(fā)，促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

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