費子璇，周慧寧，張萌，李慶鵬，郭鑫蕊，張婧昳，張智勇，倪娜*

(1.內(nèi)蒙古民族大學 生命科學與食品學院，內(nèi)蒙古 通遼 028000； 2.中國農(nóng)業(yè)科學研究院農(nóng)產(chǎn)品加工研究所，北京 100193； 3.通遼市農(nóng)業(yè)科學研究院，內(nèi)蒙古 通遼 028015)

刺玫果又名硬皮刺梅(RosadavuricaPall.)，為薔薇科薔薇屬多年生落葉灌木，常生長于我國北方的山地、林緣等區(qū)域[1]。刺玫果是一種“寓醫(yī)于食”的植物，其花、果、根及根莖均可入藥，花、果可以制作成果醬、餡料、飲品等[2-4]。刺玫果的花具有止血、理氣、緩和情緒的功效，可用于治療經(jīng)血不調(diào)；刺玫果果實中含有高達4300～7200 mg/100 g的維生素C，被稱為“維生素記錄保持者”，可用于治療維生素C缺乏癥，還具有健脾胃、助消化的功效，可用于治療胃腹脹滿、小兒食積等。多項研究表明，刺玫果在降脂、保肝等方面作用顯著，在預防腫瘤及抑制腫瘤細胞的增殖方面也有顯著的功效[5-7]，刺玫果及其提取成分還具有抗氧化、抗衰老、抗炎、抗疲勞、抗血栓、增強免疫系統(tǒng)功能，以及增強骨髓細胞DNA、RNA和蛋白質(zhì)合成等作用[8-10]。前人研究報道，許多植物的黃酮類物質(zhì)具有抑制胰脂肪酶的活性[11-12]。現(xiàn)階段對刺玫果的研究與開發(fā)利用主要集中在黃酮、多糖提取、生物活性等方面，但未見刺玫果提取物抑制脂肪酶效果的報道。

超聲波處理是活性成分提取的有效輔助方法之一。超聲波產(chǎn)生的空化作用使細胞中的微小氣泡核在聲壓作用下不斷振蕩、生長直至崩潰解體[13]?？栈饔媚苡行扑榧毎诤图毎Y(jié)構(gòu)，加快目標成分的溶出速度，加速有效成分的提取[14-15]。超聲波輔助提取具有提取時間短、溶劑用量少、萃取率高等特點，還能有效減緩高溫對活性成分的破壞，與傳統(tǒng)的提取方法相比更易于操作[16-17]。鄭梅霞等[18]利用超聲波輔助法提取了蒜苔中的總黃酮，其最大萃取率為0.6799%。孫協(xié)軍等[19]的研究表明利用超聲波輔助法可從山楂中提取出蘆丁、槲皮素和金絲桃苷3種主要黃酮，優(yōu)化后的總黃酮得率為0.0363%。王英等[20]利用超聲波輔助法從蘋果果皮中提取出總黃酮，當乙醇體積分數(shù)為60%、提取溫度為60 ℃、提取時間為20 min、料液比為1∶25 (g/mL)時，萃取率為27.56 mg/g。

本研究采用超聲波輔助溶劑提取刺玫果中的總黃酮，在單因素試驗的基礎上，采用Box-Behnken響應曲面設計對總黃酮提取工藝條件進行了優(yōu)化，并對其抑制胰脂肪酶活性進行了研究，以期為刺玫果資源的開發(fā)和應用提供依據(jù)和參考。

1 材料和方法

1.1 材料與儀器

刺玫果干果：遼寧省新賓縣；蘆丁標準品：中國藥品生物制品檢定所；脂肪酶(LPS)測定試劑盒：南京建成生物工程研究所；奧利司他、K2HPO4、NaOH、Al(NO3)3、NaNO2等：均為分析純試劑，國藥集團化學試劑公司。

KQ3200V型超聲波清洗器 金壇市榮華儀器制造有限公司；RE-52AA型旋轉(zhuǎn)蒸發(fā)器 上海亞榮生化儀器廠；UV-5500PC型紫外可見分光光度計 上海元析儀器有限公司；Infinite M200PRO型酶標儀 瑞士TECAN公司。

1.2 試驗方法

1.2.1 刺玫果總黃酮的提取

將刺玫果干果進行粉碎、過篩制成刺玫果粉末，密封保存。精確稱量一定的刺玫果粉，按所需料液比，添加適量無水乙醇，置于超聲波清洗器中提取一定時間，減壓抽濾后旋蒸、定容，得到提取液。

1.2.2 標準曲線的繪制及黃酮萃取率計算

標準曲線的繪制參考郭磊等[21]的方法并略作修改。配制0.416 mg/mL蘆丁標準液，精密量取0.0，0.2，0.4，0.6，0.8，1.0 mL蘆丁標準液，分別加入5% NaNO2溶液0.3 mL，靜置6 min；加入0.3 mL 10%的 Al(NO3)3溶液，靜置6 min后加入4 mL NaOH溶液，用蒸餾水補齊至10 mL，充分振蕩后靜置3 min，測定吸光值(A508 nm)。以蘆丁標準液濃度(mg/mL)為橫坐標，以A508 nm為縱坐標，繪制標準曲線，其回歸方程為C=0.8848A-0.0052，R2=0.9926，表明線性關系合理，可以用于后續(xù)的試驗參考。測量待測提取液的吸光度值，利用該回歸方程計算出提取液中的總黃酮濃度，并利用公式(1)計算萃取率Y(%)。

(1)

式中：Y為黃酮萃取率，%；C為提取液中總黃酮濃度，mg/mL；V為總黃酮提取液的體積，mL；N為稀釋倍數(shù)；M為稱取的刺玫果粉質(zhì)量，mg。

1.2.3 單因素試驗

以總黃酮萃取率為指標，采用單因素試驗研究乙醇體積分數(shù)、料液比、超聲溫度、超聲時間對刺玫果總黃酮萃取率的影響，試驗水平分別選取乙醇體積分數(shù)30%、40%、50%、60%、70%、80%(料液比、超聲時間和超聲溫度分別固定為1∶30 (g/mL)、45 min和45 ℃)；料液比1∶10、1∶20、1∶30、1∶40、1∶50、1∶60 (g/mL)(乙醇體積分數(shù)、超聲時間和超聲溫度分別固定為60%、45 min和45 ℃)；超聲溫度20，30，40，50，60，70 ℃(乙醇體積分數(shù)、料液比和超聲時間分別固定為60%、1∶30 (g/mL)和45 min)；超聲時間30，40，50，60，70，80，90 min(乙醇體積分數(shù)、料液比和超聲溫度分別固定為60%、1∶30 (g/mL)和45 ℃)。

1.2.4 響應面設計

在單因素試驗的基礎上，利用Box-Behnken響應面設計優(yōu)化刺玫果總黃酮的提取工藝條件。以黃酮萃取率為響應值，以乙醇體積分數(shù)、料液比、超聲溫度、超聲時間4個因素為自變量，擬合出4個因素之間兩兩交互的相應曲面，通過響應面法得出最佳提取工藝條件。各因素設置3個水平，因素水平見表1。

表1 響應面試驗因素與水平Table 1 Response surface test factors and levels

1.2.5 胰脂肪酶抑制率的測定

稱取一定量的胰脂肪酶溶于0.067 mol/L PBS緩沖液(pH 7.38)中，配制成濃度為0.1 mg/mL的胰脂肪酶溶液，置于4 ℃冰箱中保存?zhèn)溆谩＠弥久?LPS)測定試劑盒測定胰脂肪酶活力。pH 7.4、37 ℃時每克胰脂肪酶每分鐘水解1 μmol三油酸甘油酯定義為1個酶活力單位(U)[22]。以奧利司他為陽性對照，將刺玫果黃酮提取物凍干后溶于0.067 mol/L PBS緩沖液(pH 7.38)充分振蕩混勻，配制成濃度分別為0.25，0.5，5，10，20，50 mg/mL的不同溶液，與等體積的0.1 mg/mL胰脂肪酶溶液混合后測定脂肪酶活力。參考公式(2)計算各種刺玫果總黃酮對胰脂肪酶的抑制率(%)，并求取半數(shù)抑制濃度(IC50)[23]。

(2)

式中：A為無抑制劑存在時胰脂肪酶的活性，U/L；B為抑制后胰脂肪酶的活性，U/L。

1.2.6 刺玫果黃酮類物質(zhì)對胰脂肪酶抑制類型的確定

觀察不同底物濃度下有無抑制劑存在時的反應速率，判斷刺玫果總黃酮對胰脂肪酶的抑制作用類型。胰脂肪酶溶液濃度為0.1 mg/mL，刺玫果總黃酮濃度為0，50 mg/mL，在底物濃度分別為0.27，0.216，0.163，0.108，0.054，0.027 mmol/L時，測定酶催化反應速率。采用Lineweaver-Burk雙倒數(shù)作圖法，以底物濃度的倒數(shù)(即1/[S])為橫坐標，以反應速率的倒數(shù)(即1/v)為縱坐標，繪制不同刺玫果總黃酮濃度的雙倒數(shù)曲線圖，擬合所得的直線在橫、縱坐標上的截距分別代表酶催化反應的米氏常數(shù)Km和最大反應速率vmax的倒數(shù)。

1.3 數(shù)據(jù)分析

利用Excel 2010和Origin 2019軟件進行數(shù)據(jù)擬合與繪圖，運用Design Expert 11軟件對響應面試驗數(shù)據(jù)進行分析、優(yōu)化、模型建立與檢驗。

2 結(jié)果與分析

2.1 單因素試驗

2.1.1 乙醇體積分數(shù)對刺玫果總黃酮萃取率的影響

乙醇體積分數(shù)對刺玫果總黃酮萃取率的影響見圖1。

圖1 乙醇體積分數(shù)對刺玫果總黃酮萃取率的影響Fig.1 Effect of ethanol volume fraction on extraction rate of total flavonoids from Rosa davurica Pall.

由圖1可知，隨著乙醇濃度增加，刺玫果總黃酮萃取率先增加后減少，當乙醇體積分數(shù)為60%時總黃酮萃取率最高。依據(jù)相似相溶原理，乙醇體積分數(shù)小于60%時，隨著乙醇濃度不斷增大，其極性減弱，可以促進黃酮的溶出，刺玫果總黃酮萃取率上升；乙醇體積分數(shù)大于60%時，由于乙醇濃度過大會增加葉綠素以及其他雜質(zhì)的溶出，它們與溶劑結(jié)合并影響黃酮類成分的溶出，導致總黃酮萃取率降低[24]。綜合分析，選取60%為最佳乙醇濃度。

2.1.2 料液比對刺玫果總黃酮萃取率的影響

圖2 料液比對刺玫果總黃酮萃取率的影響Fig.2 Effect of solid-liquid ratio on the extraction rate of total flavonoids from Rosa davurica Pall.

由圖2可知，隨著溶劑用量的增加，刺玫果總黃酮萃取率明顯升高，當料液比為1∶20時總黃酮萃取率達到最大值，溶劑比例繼續(xù)增加則總黃酮萃取率下降。當料液比尚未達到1∶20時，黃酮類物質(zhì)溶解不充分，刺玫果粉與溶劑的接觸面積隨著料液比的不斷上升而增大，溶出至溶劑中的黃酮類物質(zhì)濃度不斷增加，總黃酮萃取率升高[25]；當料液比過大時，溶劑中的總黃酮濃度較低，且過多的溶劑會增加后期濃縮的難度，導致產(chǎn)品損耗。因此，選取1∶20為最佳料液比。

2.1.3 超聲溫度對刺玫果總黃酮萃取率的影響

超聲溫度對刺玫果總黃酮萃取率的影響見圖3。

圖3 超聲溫度對刺玫果總黃酮萃取率的影響Fig.3 Effect of ultrasonic temperature on extraction rate of total flavonoids from Rosa davurica Pall.

由圖3可知，刺玫果總黃酮萃取率在超聲溫度為20～50 ℃時隨著溫度升高而呈現(xiàn)上升趨勢，當超聲溫度在50～70 ℃時，總黃酮萃取率與溫度變化呈負相關。當超聲溫度低于50 ℃時，溫度的升高導致分子布朗運動的劇烈程度增大，溶劑分子與黃酮的碰撞次數(shù)增多，增加了黃酮類物質(zhì)的溶出量；高溫下總黃酮萃取率降低的原因是多方面的，溫度過高使乙醇溶液蒸發(fā)，導致試樣中提取溶劑減少，同時刺玫果中的黃酮類物質(zhì)也會因高溫而被氧化或分解[26-27]。因此，超聲溫度選取50 ℃為宜。

2.1.4 超聲時間對刺玫果總黃酮萃取率的影響

圖4 超聲時間對刺玫果總黃酮萃取率的影響Fig.4 Effect of ultrasonic time on extraction rate of total flavonoids from Rosa davurica Pall.

由圖4可知，在30～80 min內(nèi)，刺玫果總黃酮萃取率隨著超聲時間的增加而升高，當超聲時間為80 min時總黃酮萃取率最大，而后繼續(xù)延長超聲提取時間，總黃酮萃取率反而減小。超聲時間過長，熱效應可能會導致氧化和分解等副反應的發(fā)生，破壞了黃酮類物質(zhì)和黃酮的母體結(jié)構(gòu)，同時物料中的不溶物、黏液質(zhì)、多糖等雜質(zhì)進入提取液，使提取液的渾濁度、黏度增加，增大了傳質(zhì)阻力[28-29]，使黃酮類物質(zhì)的溶出速率大大減弱。綜上，選取80 min為最佳超聲時間。

2.2 響應面優(yōu)化試驗設計及結(jié)果分析

2.2.1 模型方程建立與方差分析

表2 設計方案及其試驗結(jié)果Table 2 Design scheme and experimental results

續(xù) 表

響應面試驗設計與結(jié)果見表2，使用Design Expert響應面分析軟件對其完成二次回歸分析，最終獲得編碼為A、B、C、D 4個因素與刺玫果總黃酮萃取率R的回歸方程模型：R=1.24-0.0908A-0.0326B+0.0514C+0.0617D-0.1435AB+0.1173AC+0.0962AD-0.1065BC-0.0817BD-0.0210CD-0.1727A2-0.0583B2-0.1868C2-0.2457D2，對多元回歸方程的方差分析見表3。

表3 回歸模型方差和顯著性分析結(jié)果Table 3 Variance and significance analysis results of regression model

由表3中方差分析結(jié)果可知，此回歸模型的F=11.25，P<0.01，表示模型具有高度的顯著性，失擬項P=0.1648>0.05，決定系數(shù)R2=0.9191，校正系數(shù)RAdj2=0.8382，說明模型擬合程度高，可以用于刺玫果黃酮提取最優(yōu)工藝參數(shù)的預測。由F值可知，各因素對試驗結(jié)果的影響依次為A>D>C>B，即乙醇體積分數(shù)>超聲時間>超聲溫度>料液比?；貧w方程中，一次項乙醇體積分數(shù)(A)對模型的曲面影響為極顯著(P<0.01)，超聲溫度(C)、超聲時間(D)為顯著(P<0.05)，料液比的影響不顯著(P>0.05)。二次項中，A2、C2、D2均為極顯著(P<0.01)，B2則為不顯著(P>0.05)，而在對總黃酮萃取率的交互影響中，AB交互作用極顯著(P<0.01)，AC、AD、BC交互作用顯著(P<0.05)，BD、CD則為不顯著(P>0.05)。

2.2.2 因素間的交互作用分析

乙醇體積分數(shù)和料液比、乙醇體積分數(shù)和超聲溫度、乙醇體積分數(shù)和超聲時間、料液比和超聲溫度這4組因素間具有顯著或極顯著的交互作用，上述交互作用對刺玫果總黃酮萃取率影響的響應面圖和等高線圖見圖5～圖8。等高線圖中，等高線為圓形表示因素之間交互作用較弱，為橢圓形則表示因素之間交互作用較強[30]。

圖5 乙醇體積分數(shù)和料液比對刺玫果總 黃酮萃取率的影響Fig.5 Effects of ethanol volume fraction and solid-liquid ratio on extraction rate of total flavonoids from Rosa davurica Pall.

圖6 乙醇體積分數(shù)和超聲溫度對刺玫果 總黃酮萃取率的影響Fig.6 Effects of ethanol volume fraction and ultrasonic temperature on extraction rate of total flavonoids from Rosa davurica Pall.

圖7 乙醇體積分數(shù)和超聲時間對刺玫果 總黃酮萃取率的影響Fig.7 Effects of ethanol volume fraction and ultrasonic time on extraction rate of total flavonoids from Rosa davurica Pall.

圖8 料液比和超聲溫度對刺玫果總黃酮萃取率的影響Fig.8 Effects of solid-liquid ratio and ultrasonic temperature on extraction rate of total flavonoids from Rosa davurica Pall.

由圖5～圖8可知，在交互作用影響下，刺玫果總黃酮萃取率的變化趨勢總體相似，即先增加后減少，4個響應因素在優(yōu)化試驗范圍內(nèi)都具有響應極值，4組因素間交互作用結(jié)果也與方差分析結(jié)果一致。由圖5可知，乙醇體積分數(shù)與料液比的交互作用對刺玫果總黃酮萃取率影響的等高線圖呈橢圓形，響應曲面橫向跨度較大，表明兩因素的交互作用對總黃酮萃取率存在極顯著影響。圖6和圖7中交互作用對總黃酮萃取率的影響與圖5相似，隨著乙醇體積分數(shù)和超聲溫度(或超聲時間)的增加，刺玫果總黃酮萃取率也呈現(xiàn)先增加后減少的趨勢，乙醇體積分數(shù)對其影響更大，表現(xiàn)為響應曲面更為陡峭，等高曲線更為密集。由圖8可知，當料液比一定時，不同超聲溫度下所對應的等高曲線更為密集，超聲溫度對總黃酮提取率的影響更大，這與回歸模型的方差分析結(jié)果一致。

2.2.3 最佳工藝條件的確定及驗證試驗

通過軟件對回歸方程進行分析預測，超聲輔助法萃取刺玫果總黃酮的最佳工藝條件為：乙醇體積分數(shù)62.17%，料液比1∶15 (g/mL)，超聲溫度52.69 ℃，超聲時間81.77 min，此時模型預測的萃取率為1.296%。結(jié)合實際操作情況，將其最佳工藝條件修正為：乙醇體積分數(shù)62%，料液比1∶15 (g/mL)，超聲溫度53 ℃，超聲時間82 min，在此條件下對建立的模型開展驗證試驗，獲得的刺玫果總黃酮實際萃取率為1.274%±0.031%，理論預測值為1.293%，相對誤差不足2%，說明預測模型較為可靠，可應用于提取刺玫果中的總黃酮。

2.3 刺玫果總黃酮體外抑制胰脂肪酶能力

2.3.1 刺玫果總黃酮濃度對胰脂肪酶抑制率的影響

胰脂肪酶與膳食脂肪水解有密切關系，它能將人體攝入的50%～70%的食物脂肪水解為甘油和脂肪酸，而后在小腸中被吸收利用。若能抑制胰脂肪酶的活性，便能有效減少脂肪的水解和吸收，從而控制肥胖[31]。刺玫果總黃酮對胰脂肪酶抑制作用效果見圖9。在刺玫果總黃酮濃度為0.1～50 mg/mL的試驗濃度范圍內(nèi)，隨著刺玫果總黃酮濃度的增加，其對胰脂肪酶的抑制率呈指數(shù)增加趨勢。當刺玫果總黃酮濃度較低時，隨著總黃酮濃度增加，脂肪酶的抑制率迅速增加，但當總黃酮濃度高于20 mg/mL時，抑制率緩慢增加，曲線較為平坦。

圖9 刺玫果總黃酮濃度對胰脂肪酶抑制率的影響Fig.9 Effect of concentration of total flavonoids from Rosa davurica Pall. on inhibition rate of pancreatic lipase

由AAT Bioquest公司提供的計算程序求取出刺玫果總黃酮對抑制胰脂肪酶活性的半數(shù)抑制濃度IC50為0.659 mg/mL。胰脂肪酶抑制劑奧利司他陽性對照的IC50為0.045 mg/mL，這與文獻中報道值0.072 mg/mL接近[32]，其差異可能來自于試驗條件不同。對比可知，刺玫果總黃酮對胰脂肪酶的抑制能力低于奧利司他，但優(yōu)于大多數(shù)已報道的植物提取物。由于刺玫果總黃酮尚未進行純化處理，其中可能含有影響脂肪酶抑制效果的雜質(zhì)，尤其是在濃度較高時，干擾作用更為明顯。奧利司他是化學合成的減肥藥物，雖已獲批上市，但其抑制胰脂肪酶活性能力強，胃腸刺激大，嚴重干擾了正常脂肪代謝。刺玫果是我國允許使用的天然保健食品原料，其總黃酮經(jīng)進一步純化后，具備開發(fā)為新型減肥、降脂等功能性食品的潛力。

2.3.2 刺玫果總黃酮對胰脂肪酶的抑制作用類型

根據(jù)抑制劑與酶的結(jié)合方式不同，可逆抑制作用可分為競爭性抑制、非競爭性抑制、反競爭性抑制等。依據(jù)Lineweaver-Burk雙倒數(shù)方程作圖，得出加入刺玫果總黃酮抑制劑和未加入抑制劑時的雙倒數(shù)曲線，見圖10。

圖10 刺玫果總黃酮對胰脂肪酶抑制作用的 Lineweaver-Burk雙倒數(shù)曲線圖Fig.10 Lineweaver-Burk plots of inhibitory effect of total flavonoids from Rosa davurica Pall. on pancreatic lipase

由圖10可知，兩條直線相交于橫坐標，即當體系中引入刺玫果總黃酮抑制劑時，酶催化反應的動力學參數(shù)米氏常數(shù)Km值保持不變，而最大反應速率vmax值逐漸降低，這符合典型的非競爭性抑制特點。表明刺玫果總黃酮可與底物同時與酶相結(jié)合，且二者間并無相互競爭作用，刺玫果總黃酮作用在酶活性中心以外的其他部位，影響了中間產(chǎn)物的進一步分解，從而使酶的催化活性降低。此結(jié)果與荷葉黃酮[33]、辣木葉黃酮[34]、黑豆提取物[35]對胰脂肪酶的抑制作用類型相似。

3 結(jié)論

本文通過對刺玫果總黃酮超聲輔助提取工藝、刺玫果總黃酮對胰脂肪酶抑制作用及類型的研究得知：在乙醇體積分數(shù)為62%，料液比為1∶15 (g/mL)，超聲溫度為53 ℃，超聲時間為82 min的條件下，刺玫果總黃酮的實際萃取率最高，可達1.274%±0.031%。刺玫果總黃酮對胰脂肪酶具有良好的抑制效果，其IC50值為0.659 mg/mL，其抑制類型為非競爭性抑制。刺玫果總黃酮是一種優(yōu)良的胰脂肪酶抑制劑，具有開發(fā)為減肥、降血脂等功能性食品的潛力。