食品安全质量检测学报

水平	因素
-1	10	40	30	4
0	20	50	40	5
1	30	60	50	6

水平	因素
-1	10	40	30	4
0	20	50	40	5
1	30	60	50	6

实验号	A活性炭用量/%	B脱色时间/min	C脱色温度 /℃	D pH	Y₁/%	Y₂/%
1	0	0	1	1	57.66	94.60
2	0	1	0	-1	57.35	93.46
3	1	1	0	0	57.27	92.64
4	-1	-1	0	0	57.28	93.13
5	0	0	1	-1	58.78	94.89
6	-1	0	0	1	55.45	91.21
7	1	0	1	0	56.57	92.37
8	0	0	0	0	61.68	98.17
9	0	-1	-1	0	59.09	96.03
10	-1	1	0	0	56.96	92.38
11	0	1	-1	0	58.69	94.91
12	0	0	-1	1	58.58	94.95
13	0	-1	0	-1	57.93	94.47
14	-1	0	0	-1	56.12	91.94
15	0	1	0	1	57.92	94.21
16	-1	0	1	0	56.61	92.62
17	0	0	0	0	60.78	97.85
18	0	0	-1	-1	59.89	96.43
19	1	0	-1	0	57.16	93.60
20	0	0	0	0	60.91	97.54
21	0	0	0	0	61.17	98.19
22	1	0	0	1	55.41	91.35
23	-1	0	-1	0	57.46	93.42
24	0	-1	0	1	58.77	94.92
25	0	0	0	0	61.34	97.96
26	0	1	1	0	57.91	94.23
27	1	0	0	-1	56.95	92.63
28	1	-1	0	0	57.61	93.57
29	0	-1	1	0	58.13	94.79

实验号	A活性炭用量/%	B脱色时间/min	C脱色温度 /℃	D pH	Y₁/%	Y₂/%
1	0	0	1	1	57.66	94.60
2	0	1	0	-1	57.35	93.46
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来源	系数	F	平方和	P
响应值	Y₁	Y₂	Y₁	Y₂	Y₁	Y₂	Y₁	Y₂
模型			13.64	27.93	78.29	114.35	<0.0001^**	<0.0001^**
截距	61.21	97.93
A	0.10	0.12	0.28	0.73	0.11	0.21	0.61	0.41
B	-0.22	-0.41	1.24	6.44	0.51	1.89	0.29	0.00^**
C	-0.44	-0.54	5.71	12.05	2.34	3.52	0.03^*	0.02^*
D	-0.29	-0.30	2.49	3.79	1.04	1.11	0.14	0.07
AB	-0.03	-0.04	0.01	0.02	0.00	0.00	0.92	0.77
AC	0.10	-0.08	0.09	0.09	0.04	0.03	0.77	0.89
AD	-0.24	-0.13	0.50	0.19	0.21	0.06	0.49	0.67
BC	0.07	0.08	0.04	0.09	0.02	0.03	0.84	0.77
BD	-0.07	0.04	0.04	0.02	0.02	0.00	0.84	0.89
CD	0.00	0.04	0.00	0.02	0.00	0.00	1.00	0.89
A²	-3.08	-3.78	150.30	315.67	61.65	92.37	<0.0001^**	<0.0001^**
B²	-1.27	-1.15	25.59	50.83	10.50	14.87	0.0002^**	0.0001^**
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D²	-1.82	-2.10	52.51	96.75	21.55	28.30	<0.0001^**	<0.0001^**
残差					5.75	4.10
失拟项			4.18	5.42	5.24	3.82	0.09	0.09
误差					0.50	0.29
总和					84.04	118.48

来源	系数	F	平方和	P
响应值	Y₁	Y₂	Y₁	Y₂	Y₁	Y₂	Y₁	Y₂
模型			13.64	27.93	78.29	114.35	<0.0001^**	<0.0001^**
截距	61.21	97.93
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失拟项			4.18	5.42	5.24	3.82	0.09	0.09
误差					0.50	0.29
总和					84.04	118.48

响应面法优化肉苁蓉多糖提取液的脱色工艺及其抗氧化活性研究

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陈衍真 ¹ , 满文娟 ¹ , 程雷娜 ¹ , 王淑娴 ²^,^* , 魏鉴腾 ¹^,³^,^* , 曾祥俊 ⁴

食品安全质量检测学报 | 本期专题：功能性食品与功能性成分 2025,16(5): 94-103

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食品安全质量检测学报 | 本期专题：功能性食品与功能性成分 2025, 16(5): 94-103

响应面法优化肉苁蓉多糖提取液的脱色工艺及其抗氧化活性研究

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陈衍真¹, 满文娟¹, 程雷娜¹, 王淑娴²^,^*, 魏鉴腾¹^,³^,^*, 曾祥俊⁴

作者信息

1.青岛农业大学特种食品研究院, 青岛 266109

2.山东省海洋科学研究院, 青岛 266104

3.青岛特种食品研究院, 青岛 266109

4.内蒙古大漠魂生物科技有限公司, 阿拉善 750300

陈衍真(2000—), 女, 硕士研究生, 主要研究方向为食品加工。E-mail: 1091773001@qq.com

通讯作者:

^* 王淑娴(1982—), 女, 硕士, 副研究员, 主要研究方向为水产动物病害防治与绿色渔药研发。E-mail: wangsx_2008@yeah.net

魏鉴腾(1980—), 男, 博士, 副教授, 主要研究方向为食品功能因子研究。E-mail: weijt@163.com

Optimization of decolorization process and antioxidant activity of Cistanche deserticola polysaccharide extract by response surface methodology

Yan-Zhen CHEN¹, Wen-Juan MAN¹, Lei-Na CHENG¹, Shu-Xian WANG²^,^*, Jian-Teng WEI¹^,³^,^*, Xiang-Jun ZENG⁴

Affiliations

1. Special Food Research Institute, Qingdao Agricultural University, Qingdao 266109, China

2. Marine Science Research Institute of Shandong Province, Qingdao 266104, China

3. Qingdao Special Food Research Institute, Qingdao 266109, China

4. Inner Mongolia Damohun Biotech Co., Ltd., Alashan 750300, China

出版时间: 2025-03-15 doi: 10.19812/j.cnki.jfsq11-5956/ts.20241121003

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摘要

收起

目的优化肉苁蓉多糖的脱色工艺并探究其抗氧化活性。方法以活性炭为脱色剂, 分别考察了活性炭用量、脱色温度、脱色时间和pH 4个因素对脱色率和多糖回收率的影响, 在单因素实验的基础上, 利用响应面法优化肉苁蓉多糖提取液的脱色工艺。利用体外抗氧化活性评价法, 测定肉苁蓉多糖的1,1-二苯基-2-三硝基苯肼(1,1-diphenyl-2-picrylhydrazine, DPPH)自由基清除能力、总还原能力、羟自由基清除能力和2,2-联氮-二(3-乙基-苯并噻唑-6-磺酸)二铵盐[2,2'-azino-bis(3-ethylbenzothiazoline-6-sulfonic acid) diammonium salt, ABTS]阳离子自由基清除能力。结果肉苁蓉多糖提取液最优脱色工艺条件为: 活性炭用量20%, 脱色温度37 ℃, 脱色时间49 min, pH 5.03, 在此条件下, 肉苁蓉多糖的脱色率为62.66%, 多糖回收率为96.16%。脱色后, 肉苁蓉多糖的DPPH自由基和羟自由基清除能力显著提高, 而ABTS阳离子自由基清除能力明显下降。结论该脱色工艺操作简单, 脱色率和多糖回收率高, 得到的肉苁蓉多糖具有重要的应用价值, 为产品开发提供依据。

关键词

肉苁蓉多糖 / 脱色 / 响应面法 / 抗氧化活性

Abstract

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Objective To optimize the decolorization process of Cistanche deserticola polysaccharides and explore their antioxidant activity. Methods Using activated carbon as a decolorizing agent, the effects of 4 factors including activated carbon dosage, decolorization temperature, decolorization time, and pH on decolorization rate and polysaccharide recovery rate were investigated. Based on single factor experiments, the decolorization process of Cistanche deserticola polysaccharide extract was optimized using response surface methodology. Using an in vitro antioxidant activity evaluation method, the free radical scavenging ability of 1,1-diphenyl-2-picrylhydrazine (DPPH), total reducing ability, hydroxyl radical scavenging ability, and 2,2'-azino bis(3-ethylbenzothiazole- 6-sulfonic acid) diammonium salt (ABTS) cation free radical scavenging ability of the polysaccharides from Cistanche deserticola were determined. Results The optimal decolorization process conditions for the extract of polysaccharides from Cistanche deserticola were as follows: Active carbon dosage 20%, decolorization temperature 37 ℃, decolorization time 49 min, pH 5.03. Under these optimal conditions, the decoloizration rate and polysaccharide recovery rate were 62.66% and 96.16%, respectively. After decolorization, the capabilities of scavenging DPPH radical and hydroxyl free radical was significantly increased, while the capabilities of scavenging ABTS anion radical was significantly decreased. Conclusion The decolorization process is easy to operate, with good decolorization effects and polysaccharide recovery rate. It has important application value and provides basis for the later research and development of Cistanche deserticola polysaccharide.

Key words

Cistanche deserticola polysaccharide / decolorization / response surface methodology / antioxidant activity

引用本文

陈衍真, 满文娟, 程雷娜, 王淑娴, 魏鉴腾, 曾祥俊. 响应面法优化肉苁蓉多糖提取液的脱色工艺及其抗氧化活性研究. 食品安全质量检测学报, 2025 , 16 (5) : 94 -103 . DOI: 10.19812/j.cnki.jfsq11-5956/ts.20241121003

Yan-Zhen CHEN, Wen-Juan MAN, Lei-Na CHENG, Shu-Xian WANG, Jian-Teng WEI, Xiang-Jun ZENG. Optimization of decolorization process and antioxidant activity of Cistanche deserticola polysaccharide extract by response surface methodology[J]. Journal of Food Safety & Quality, 2025 , 16 (5) : 94 -103 . DOI: 10.19812/j.cnki.jfsq11-5956/ts.20241121003

正文

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0 引言

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肉苁蓉是列当科、肉苁蓉属高大草本植物, 又名苁蓉、地精、金笋等, 俗称为大芸, 具有“沙漠人参”的美誉, 主要分布在中国内蒙古、宁夏、甘肃及新疆地区。肉苁蓉始载于《神农本草经》, 在《本草纲目》《日华子本草》亦有记载, 是常用的补肾壮阳中药, 具有较高的营养价值和药用价值^[1-2]。据《中华人民共和国药典》记载, 肉苁蓉具有补肾阳、益精血、润肠通便等功效。现代药理学研究表明, 肉苁蓉具有抗氧化^[3]、抗疲劳^[4]、补肾^[5]、润肠通便^[6]、保护神经^[7]、抗肿瘤^[8]、抗衰老^[9]等诸多药理作用。肉苁蓉含有多种化学成分, 主要包括多糖、苯乙醇苷、黄酮、氨基酸、无机微量元素等^[10-13]。2023年11月9日, 肉苁蓉被列入“既是食品又是中药材的物质”(卫计委2023年第9号公告), 标志着肉苁蓉不仅可以作为药材使用, 还可以作为食品使用, 从而增加了肉苁蓉的应用范围, 对于肉苁蓉产业的发展具有非常重要的意义。

多糖是肉苁蓉中的重要活性成分, 研究发现肉苁蓉多糖主要由岩藻糖、阿拉伯糖、鼠李糖、半乳糖、葡萄糖、木糖、甘露糖、果糖、核糖、葡萄糖醛酸等组成, 其中葡萄糖、果糖含量相对较高^[14]。文献报道肉苁蓉多糖通常采用水提醇沉法制备^[15], 其具有抗氧化^[11]、抗衰老^[9]和抗肿瘤^[8]等活性。前期研究发现, 植物源多糖通常颜色较深, 呈棕黄色或褐色^[16], 直接用于后续研发易引起产品感官不适, 降低了植物源多糖的商品价值和市场需求, 也不利于产品的深度开发利用, 因此优化脱色工艺, 改善植物源多糖色泽, 是必要的工艺研究。脱色是工业生产中产品精制的主要工艺之一, 目前常用的脱色剂有活性炭、大孔树脂、强碱性阴离子树脂、复合吸附剂等^[17-19]。其中活性炭是无序微孔结构, 比表面积大, 因其具有化学性质稳定, 耐高温、耐酸碱, 良好的吸附性能, 价格低廉等优点在脱色工艺中广泛使用^[20], 脱色工艺能够解决植物多糖的色泽问题, 但是对于其活性也会产生一定的影响^[16]。

本研究以肉苁蓉多糖提取液为研究对象, 以活性炭为脱色剂, 考察了脱色温度、脱色时间、活性炭用量、pH对脱色率和多糖回收率的影响, 在单因素实验结果基础上, 利用响应面法优化脱色工艺, 结合实际生产的可行性, 确立最佳的工艺参数, 并对肉苁蓉抗氧化活性进行了评价, 为肉苁蓉多糖脱色工艺的优化、产品的后续开发和高值化利用提供参考依据。

1 材料与方法

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1.1 材料、试剂与仪器

肉苁蓉(内蒙古大漠魂生物科技有限公司); 肉苁蓉多糖提取液由本实验室利用水提醇沉的方法制备; 活性炭(分析纯, 邵武鑫森碳业有限公司); 浓硫酸、苯酚、葡萄糖、盐酸、氢氧化钠、95%乙醇、无水乙醇(分析纯, 国药集团化学试剂有限公司)。

WD-2102A型自动酶标仪(北京市六一仪器厂); Sartorius BSA224S电子分析天平(精度0.0001 mg)、Sartorius PB-10 pH计(北京赛多利斯科学仪器有限公司); L550台式低速离心机(湖南湘仪离心机仪器有限公司); HWS26型电热恒温水浴锅、DZF-6020电热鼓风干燥箱(上海一恒科学仪器有限公司)。

1.2 实验方法

1.2.1 工艺流程

肉苁蓉粉碎后, 按1:20 (g/mL)的料液比加入纯水回流提取1.0 h, 离心得到提取液, 体积浓缩至1/10, 加入3倍体积的无水乙醇, 混匀后, 过夜沉淀, 6000 r/min离心10 min收集沉淀, 肉苁蓉多糖得率为7.34%, 多糖纯度为38.11%。肉苁蓉多糖溶于水后, 与活性炭充分混匀后, 静置, 12000 r/min离心15 min, 取上清液滤膜过滤, 过滤液测定脱色率和多糖回收率。

1.2.2 脱色率的测定

根据文献中脱色率的测定方法^[19], 选择450 nm作为检测波长, 在此波长下用紫外分光光度法测定肉苁蓉多糖溶液脱色前后的吸光度值, 按公式(1)计算溶液脱色率:

(1)脱色率/%=[(A_脱色前-A_脱色后)/A_脱色前]×100%

式中: A_脱色前和A_脱色后分别为脱色前后肉苁蓉多糖提取液的吸光度。

1.2.3 多糖回收率的测定

标准曲线的绘制: 采用苯酚-硫酸法测定, 精密称取105 ℃下干燥至恒重的葡萄糖标准品约0.0500 g, 定容至50 mL容量瓶中, 即得标准品储备液。再精密量取标准品储备液1.0 mL, 定容至10 mL容量瓶中, 即得0.1 mg/mL标准品溶液。分别精密量取10、20、30、40、50、60、70、80、90、100 μL葡萄糖标准溶液, 加入1.5 mL离心管中, 依次加入蒸馏水至体积为100 μL; 另用1.5 mL离心管取100 μL蒸馏水作空白对照溶液。然后每管分别加入100 μL 5%苯酚溶液, 吹打混匀, 再迅速加入500 μL的浓硫酸, 振荡3 min, 静置35 min后, 分别移取200 μL反应溶液加入96孔板中, 用自动酶标仪在490 nm处检测吸光度值, 以吸光度值为纵坐标(Y)、葡萄糖质量浓度(X, μg/mL)为横坐标绘制标准曲线, 得到的标准曲线方程为Y=5.507X-0.01, r²=0.992。

多糖含量测定: 精密量取100 μL稀释后的肉苁蓉多糖提取液于1.5 mL离心管中, 按上述方法测定溶液吸光度值, 通过标准曲线计算多糖的浓度。

多糖回收率的测定: 采用上述方法测定脱色前后肉苁蓉多糖的质量, 按公式(2)计算多糖回收率:

(2)多糖回收率/%=(m_脱色后/m_脱色前)×100%

式中: m_脱色前和m_脱色后分别为脱色前后肉苁蓉多糖的质量, g。

1.2.4 单因素实验设计

分别考察活性炭用量、脱色温度、脱色时间、pH 4个因素对肉苁蓉多糖提取液的脱色率、多糖回收率的影响。固定脱色时间30 min、脱色温度50 ℃、pH 5.03(样品测定值), 考察活性炭用量对脱色率和多糖回收率的影响; 固定活性炭用量20% (m:m)、脱色时间30 min、pH 5.03, 考察脱色温度对脱色率和多糖回收率的影响; 固定活性炭用量20%、脱色温度50 ℃、pH 5.03, 考察脱色时间对脱色率和多糖回收率的影响; 固定活性炭用量20% (m:m)、脱色温度50 ℃、脱色时间30 min, 考察pH对脱色率和多糖回收率的影响。

1.2.5 响应面优化实验设计

根据单因素实验确定的最优条件范围, 以脱色率、多糖回收率为评价指标, 采用Box-Behnken实验设计方法对肉苁蓉多糖提取液脱色条件进行4因素3水平设计, 见表1。

1.2.6 肉苁蓉多糖的抗氧化活性的测定

(1)肉苁蓉多糖1,1-二苯基-2-三硝基苯肼自由基清除能力的测定

根据阚金涛等^[21]的方法稍加改进, 0.5 mL 1.0 mg/mL的多糖水溶液与2.4 mL的1,1-二苯基-2-三硝基苯肼(1,1-diphenyl-2-picrylhydrazine, DPPH)乙醇溶液(0.1 mmol/L)混匀后, 加入1.1 mL蒸馏水于37 ℃避光反应30 min, 取反应液在517 nm处测吸光度, 测定1.0 mg/mL脱色前后的肉苁蓉多糖的DPPH自由基清除率。DPPH自由基清除率计算如公式(3)所示:

(3)DPPH自由基清除率/%=[1-(A₁-A₂)/A₀]×100%

式中: A₁为样品测定管的吸光值; A₂为无水乙醇代替DPPH溶液的吸光值; A₀为将样品换为蒸馏水测得的吸光度。

(2)肉苁蓉多糖总还原能力的测定

参考陆雪等^[22]的方法, 配制1.0 mg/mL脱色前后的肉苁蓉多糖, 将5 μL的样品和180 μL的铁离子还原/抗氧化能力法(ferric ion reducing antioxidant power, FRAP)工作液加入到96孔酶标板中, 振荡均匀, 于37 ℃下反应5 min, 测定593 nm下的吸光度值, 以FeSO₄标准溶液的浓度表示肉苁蓉多糖的总还原能力。

(3)肉苁蓉多糖羟自由基清除能力的测定

根据文献^[23]中的方法, 参照羟自由基清除率测定试剂盒说明书步骤进行, 配制1.0 mg/mL脱色前后的肉苁蓉多糖, 蒸馏水代替过氧化氢得到对照组吸光度A_对照, 蒸馏水代替样品得到空白组吸光度A_空白, 在550 nm处测定吸光值并计算羟自由基清除率。羟自由基清除率计算如公式(4)所示:

(4)羟自由基清除率/%=[(A_对照-A_测定)/(A_对照-A_空白)]×100%

式中: A_测定为样品组吸光值; A_对照为对照组吸光值; A_空白为空白组吸光值。

(4)肉苁蓉多糖2,2-联氮-二(3-乙基-苯并噻唑-6-磺酸)二铵盐阳离子自由基清除能力的测定

根据文献[24]中的方法, 参照2,2-联氮-二(3-乙基-苯并噻唑-6-磺酸)二铵盐[2,2'-azino-bis(3-ethylbenzothiazoline- 6-sulfonic acid) diammonium salt, ABTS]阳离子自由基清除能力检测试剂盒说明书步骤进行, 配制1.0 mg/mL脱色前后的肉苁蓉多糖, 取10 μL样品与20 μL试剂四工作液和170 μL ABTS工作液混合均匀, 于室温下避光反应6 min, 去离子水做空白对照。测定405 nm下的吸光度值, ABTS阳离子自由基清除率计算如公式(5)所示:

(5)ABTS阳离子自由基清除率/%=[(B_空白-B_测定)/B_空白]×100%

式中: B_空白表示蒸馏水与ABTS溶液反应后的吸光度值; B_测定表示样品与ABTS溶液反应后的吸光度值。

1.3 数据处理

采用SigmaPlot 12.5软件作图, 采用Design Expert 8.0.6软件进行数据分析。

2 结果与分析

收起

2.1 单因素实验

2.1.1 活性炭用量对肉苁蓉多糖提取液脱色效果的影响

活性炭脱色属于吸附脱色, 其颗粒表面有着大量空隙和孔道, 可强烈吸附色素分子, 同时也会吸附溶液中多糖分子, 造成多糖的损失^[25]。由图1A可得, 随着活性炭用量的增加, 脱色率逐渐增加, 但当活性炭用量高于10%时, 脱色率增长趋势变缓; 活性炭用量低于20%, 多糖回收率逐渐增大, 高于20%多糖回收率呈降低的趋势。活性炭用量在20%时, 脱色效果较好, 考虑到实际生产中的操作和成本因素, 故选择10%、20%和30%作为响应面实验的活性炭用量水平。

2.1.2 脱色时间对肉苁蓉多糖提取液脱色效果的影响

活性炭吸附色素分子需要一定的时间, 由图1B可得, 10~50 min内, 脱色率整体上呈缓慢升高的趋势, 脱色时间多于50 min时, 脱色率反而下降。活性炭的脱色是一个吸附与解析的动态过程, 色素分子解析加快, 作用时间过长, 色素分子解析量增大, 因此造成了脱色率下降的现象。多糖回收率整体呈缓慢下降的趋势, 可能原因是溶液中多糖的含量远大于活性炭表面吸附量, 减小了多糖吸附速率与解析速率的差值^[26]。在本研究中, 虽然前30 min, 脱色率效果能够接受, 回收率也比较高, 但是实际生产操作过程中, 很难在30 min内处理大量样品, 因此此处考虑到实际生产情况, 选择40、50和60 min作为响应面实验的脱色时间水平。

2.1.3 脱色温度对肉苁蓉多糖提取液脱色效果的影响

由图1C可知, 20~40 ℃范围内, 随着脱色温度升高, 肉苁蓉脱色率逐渐增大; 脱色温度40 ℃时, 脱色率和多糖回收率分别为64.39%和84.49%; 脱色温度高于40 ℃时脱色率呈下降趋势, 可能原因是脱色温度过高, 影响活性炭对色素的吸附, 从而导致脱色效果减弱。随着脱色温度的升高, 肉苁蓉多糖回收率缓慢下降, 脱色温度的小幅变化对活性炭吸附多糖的影响不大^[11]。在30~50 ℃范围内, 质量回收率也处于相对高的水平, 考虑到实际生产过程中的耗能, 因此选择30、40和50 ℃作为响应面实验的脱色温度水平。

2.1.4 pH对肉苁蓉多糖提取液脱色效果的影响

活性炭吸附脱色过程需要H⁺的参与, 适当提高溶液中H⁺的浓度, 可以提高脱色率^[27]。由图1D可知, 随着pH的增加, 肉苁蓉脱色率整体呈下降趋势, 而多糖回收率随着pH增大逐渐增加, 可能pH较低影响多糖的结构, 从而降低了多糖回收率; 当pH在4~7范围内, 脱色率下降不明显, 多糖回收率较高, 结合样品液pH的测定值为5.03, 在工业生产中, 若选择pH为5.03作为最佳pH, 可以避免酸碱的使用, 降低成本, 且有利于环境的保护。因此, 选择pH 4、5和6作为响应面实验的pH水平。

2.2 响应面法优化肉苁蓉多糖提取液脱色工艺

2.2.1 响应面优化实验结果

实验结果见表2, 方差分析结果见表3。由表3可知, 以脱色率、多糖回收率为响应值的响应面拟合模型中, 脱色率(Y₁)、多糖回收率(Y₂)模型的P均小于0.01, 差异极显著, 则模型有意义; 失拟项的P均大于0.05, 差异不显著, 说明该模型的拟合值与实际值的拟合度较好, 可以用来预测实验结果并确定最佳工艺条件; Y₁、Y₂的相关系数R²分别为0.8633、0.9308, 说明响应值的拟合值至少可以预测86.33%、93.08%的实验结果, 误差小, 具有良好的预测作用。

经多元回归拟合, 结合方差分析结果可得肉苁蓉多糖提取液的脱色率(Y₁), 多糖回收率(Y₂)关于活性炭用量、时间、温度、pH的二次多项式回归模型分别为:

Y₁=61.21+0.10A-0.22B-0.44C-0.29D-0.03AB+0.10AC-0.24AD+0.07BC-0.07BD-3.08A²-1.27B²-1.09C²-1.82D²;

Y₂=97.93+0.12A-0.41B-0.54C-0.30D-0.04AB-0.08AC-0.13AD+0.08BC+0.04BD+0.04CD-3.78A²-1.15B²-1.51C²-2.10D²。

此外响应值的二次模型差异极显著, 因素C、A²、B²、C²、D²对肉苁蓉多糖提取液的脱色率影响显著(P<0.05或P<0.01), 因素B、C、A²、B²、C²、D²对肉苁蓉多糖提取液的多糖回收率影响显著(P<0.05或P<0.01), 说明考察因素与响应值之间并不是简单的线性关系。

2.2.2 双因素间交互作用对脱色率的影响

使用Design Expert 8.0.6软件对影响因素进行双因素间交互效应分析, 绘制响应面3D图, 能直观分析各影响因素中双因素的交互作用及对响应值的影响。由图2a~f可知, 随着各交互因素添加量的增加, 肉苁蓉多糖脱色率呈现先增大后减小的趋势, 活性炭用量与其他几个因素之间的变化程度较大, 表明两两因素的交互作用较强; 而脱色温度与脱色时间、pH与脱色温度、pH与脱色时间之间的变化程度较小, 表明两两因素间的交互作用相对较弱。

2.2.3 双因素间交互作用对多糖回收率的影响

由图3a~f可知, 随着各交互因素添加量的增加, 肉苁蓉多糖的回收率呈现先增大后减小的趋势, 活性炭用量与其他几个因素之间的变化程度较大, 表明两两因素的交互作用较强; 而脱色温度与脱色时间、pH与脱色温度、pH与脱色时间之间的变化程度较小, 表明两两因素之间的交互作用相对较较弱。

2.2.4 最优工艺条件的确定及验证实验

经Box-Behnken方法设计实验方案, Design Expert 8.0.6软件对实验数据进行分析处理后, 得到肉苁蓉多糖提取液活性炭脱色的最优工艺条件为: 活性炭用量20.18%, 温度37.74 ℃, 时间48.88 min, pH 4.92, 肉苁蓉多糖提取液的脱色率为61.25%, 多糖回收率为98.02%, 考虑到实际生产的可行性, 可微调最优工艺条件为: 活性炭用量20%, 温度37 ℃, 时间49 min, pH 5.03, 在此最优工艺条件下, 进行3次平行验证实验, 肉苁蓉多糖提取液的脱色率为62.66%, 多糖回收率为96.16%, 实测值与回归模型理论值的偏差在合理范围内, 证明该模型有效^[28]。

2.3 肉苁蓉多糖的抗氧化活性

2.3.1 肉苁蓉多糖的DPPH自由基清除能力

植物类多糖具有显著的抗氧化活性, 一般情况下, 1.0~10.0 mg/mL植物类多糖活性较为显著, 脱色工艺能够影响多糖的抗氧化活性^[16,29]。由图4可见, 脱色后的肉苁蓉多糖的DPPH自由基清除能力明显提高, 1.0 mg/mL肉苁蓉多糖从脱色前的14.78%提高到了38.38%, 由此可见, 脱色处理能够提高肉苁蓉多糖的DPPH自由基清除能力, 可能脱色处理能够去除样品中的杂质, 提高肉苁蓉多糖的纯度, 导致活性提高。

2.3.2 肉苁蓉多糖的总还原能力

在酸性条件下抗氧化物质可以还原Fe³⁺-三吡啶三嗪产生蓝色的Fe²⁺-三吡啶三嗪, 在593 nm处读取吸光度可以计算出样品中的总还原能力, FRAP值越高, 代表总还原能力越强^[30]。由图5可见, 1.0 mg/mL肉苁蓉多糖脱色前后均无明显的总还原能力, 可能是肉苁蓉多糖提取液中缺乏与Fe³⁺-三吡啶三嗪发生反应的物质, 或者存在能够抑制Fe³⁺-三吡啶三嗪升程Fe²⁺-三吡啶三嗪的物质。

2.3.3 肉苁蓉多糖的羟自由基清除能力

如图6所示, 脱色前1.0 mg/mL肉苁蓉多糖的羟自由基的清除率为84.37%, 脱色后1.0 mg/mL肉苁蓉多糖的羟自由基的清除率为96.18%。由此可见, 肉苁蓉多糖具有显著的羟自由基清除能力, 脱色后, 其清除能力明显提高, 可能脱色处理提高了肉苁蓉多糖的纯度, 提高了羟自由基清除能力。孙明礼等^[31]对半枝莲多糖进行脱色处理后, 其羟自由基清除能力明显增强, 与本研究中得到的结果一致。

2.3.4 肉苁蓉多糖的ABTS阳离子自由基清除能力

研究发现, 多糖脱色处理能够降低其ABTS阳离子自由基清除能力^[32]。如图7所示, 1.0 mg/mL肉苁蓉多糖具有明显的ABTS阳离子自由基清除能力, 脱色后, 其活性明显降低, 由原来的7.85%降低至0.89%。由此可见, 脱色工艺会削弱肉苁蓉多糖的ABTS阳离子自由基清除能力, 可能脱色处理能够去除肉苁蓉多糖中与ABTS阳离子自由基发生反应的成分, 从而导致ABTS阳离子自由基清除能力下降。

3 结论

收起

本研究以活性炭为脱色剂, 以脱色率、多糖回收率为评价指标, 结合单因素实验结果和响应面实验结果, 结合实际生产的可行性, 确定了最优工艺条件为: 活性炭用量20%, 温度37 ℃, 时间49 min, pH 5.03。此条件下得到的肉苁蓉多糖提取液的脱色率为62.66%, 多糖回收率为96.16%, 得到的多糖DPPH自由基清除能力和羟自由基清除能力明显提高。该脱色工艺脱色效果好, 多糖回收率高可为制备纯度高、色泽好的肉苁蓉多糖产品提供一定的参考。

基金

收起

中央引导地方科技发展资金(黄河流域协同科技创新)项目(YDZX2024028)
阿拉善盟科技计划项目(AMKJ2023-01)
阿拉善盟科技计划项目(AMKJ2024-03)
山东省重点研发计划项目(2023TZX054)

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收起

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2025年第16卷第5期

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doi: 10.19812/j.cnki.jfsq11-5956/ts.20241121003

接收时间：2024-11-21
首发时间：2025-07-19
出版时间：2025-03-15

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收稿日期：2024-11-21

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山东省重点研发计划项目(2023TZX054)

作者信息

1.青岛农业大学特种食品研究院, 青岛 266109

2.山东省海洋科学研究院, 青岛 266104

3.青岛特种食品研究院, 青岛 266109

4.内蒙古大漠魂生物科技有限公司, 阿拉善 750300

通讯作者:

^* 王淑娴(1982—), 女, 硕士, 副研究员, 主要研究方向为水产动物病害防治与绿色渔药研发。E-mail: wangsx_2008@yeah.net

魏鉴腾(1980—), 男, 博士, 副教授, 主要研究方向为食品功能因子研究。E-mail: weijt@163.com

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2种不同金属材料的力学参数

科 Family	属数 Number of genus	种数 Number of species	占总种数比例 Percentage of total species (%)	属 Genus	种数 Number of species	占总种数比例 Percentage of total species (%)
鹅膏菌科Amanitaceae	2	11	5.26	鹅膏菌属 Amanita	10	4.78
小菇科 Mycenaceae	2	12	5.74	丝盖伞属 Inocybe	5	2.39
多孔菌科 Polyporaceae	8	14	6.70	蜡蘑属 Laccaria	5	2.39
红菇科 Russulaceae	3	23	11.00	小皮伞属 Marasmius	6	2.87
				小菇属 Mycena	11	5.26
				光柄菇属 Pluteus	5	2.39
				红菇属 Russula	17	8.13
				栓菌属 Trametes	5	2.39

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TxT

水平	因素
-1	10	40	30	4
0	20	50	40	5
1	30	60	50	6

水平

因素

A活性炭用量
/%

B脱色时间/min

C脱色温度/℃

D pH

-1

实验号	A活性炭用量/%	B脱色时间/min	C脱色温度 /℃	D pH	Y₁/%	Y₂/%
1	0	0	1	1	57.66	94.60
2	0	1	0	-1	57.35	93.46
3	1	1	0	0	57.27	92.64
4	-1	-1	0	0	57.28	93.13
5	0	0	1	-1	58.78	94.89
6	-1	0	0	1	55.45	91.21
7	1	0	1	0	56.57	92.37
8	0	0	0	0	61.68	98.17
9	0	-1	-1	0	59.09	96.03
10	-1	1	0	0	56.96	92.38
11	0	1	-1	0	58.69	94.91
12	0	0	-1	1	58.58	94.95
13	0	-1	0	-1	57.93	94.47
14	-1	0	0	-1	56.12	91.94
15	0	1	0	1	57.92	94.21
16	-1	0	1	0	56.61	92.62
17	0	0	0	0	60.78	97.85
18	0	0	-1	-1	59.89	96.43
19	1	0	-1	0	57.16	93.60
20	0	0	0	0	60.91	97.54
21	0	0	0	0	61.17	98.19
22	1	0	0	1	55.41	91.35
23	-1	0	-1	0	57.46	93.42
24	0	-1	0	1	58.77	94.92
25	0	0	0	0	61.34	97.96
26	0	1	1	0	57.91	94.23
27	1	0	0	-1	56.95	92.63
28	1	-1	0	0	57.61	93.57
29	0	-1	1	0	58.13	94.79

实验号

A活性炭用量/%

B脱色时间/min

C脱色温度
/℃

D pH

Y₁/%

Y₂/%

57.66

94.60

-1

57.35

93.46

57.27

92.64

-1

57.28

93.13

-1

58.78

94.89

-1

55.45

91.21

56.57

92.37

61.68

98.17

-1

59.09

96.03

-1

56.96

92.38

-1

58.69

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-1

58.58

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-1

57.93

94.47

-1

56.12

91.94

57.92

94.21

-1

56.61

92.62

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97.85

-1

59.89

96.43

-1

57.16

93.60

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97.54

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55.41

91.35

-1

57.46

93.42

-1

58.77

94.92

61.34

97.96

57.91

94.23

-1

56.95

92.63

-1

57.61

93.57

-1

58.13

94.79

来源	系数	F	平方和	P
响应值	Y₁	Y₂	Y₁	Y₂	Y₁	Y₂	Y₁	Y₂
模型			13.64	27.93	78.29	114.35	<0.0001^**	<0.0001^**
截距	61.21	97.93
A	0.10	0.12	0.28	0.73	0.11	0.21	0.61	0.41
B	-0.22	-0.41	1.24	6.44	0.51	1.89	0.29	0.00^**
C	-0.44	-0.54	5.71	12.05	2.34	3.52	0.03^*	0.02^*
D	-0.29	-0.30	2.49	3.79	1.04	1.11	0.14	0.07
AB	-0.03	-0.04	0.01	0.02	0.00	0.00	0.92	0.77
AC	0.10	-0.08	0.09	0.09	0.04	0.03	0.77	0.89
AD	-0.24	-0.13	0.50	0.19	0.21	0.06	0.49	0.67
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BD	-0.07	0.04	0.04	0.02	0.02	0.00	0.84	0.89
CD	0.00	0.04	0.00	0.02	0.00	0.00	1.00	0.89
A²	-3.08	-3.78	150.30	315.67	61.65	92.37	<0.0001^**	<0.0001^**
B²	-1.27	-1.15	25.59	50.83	10.50	14.87	0.0002^**	0.0001^**
C²	-1.09	-1.51	18.38	28.69	7.53	8.39	0.0008^**	<0.0001^**
D²	-1.82	-2.10	52.51	96.75	21.55	28.30	<0.0001^**	<0.0001^**
残差					5.75	4.10
失拟项			4.18	5.42	5.24	3.82	0.09	0.09
误差					0.50	0.29
总和					84.04	118.48

来源

系数

平方和

响应值

Y₁

Y₂

Y₁

Y₂

Y₁

Y₂

Y₁

Y₂

模型

13.64

27.93

78.29

114.35

<0.0001^**

截距

61.21

97.93

0.10

0.12

0.28

0.73

0.11

0.21

0.61

0.41

-0.22

-0.41

1.24

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-1.51

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28.69

7.53

8.39

0.0008^**

<0.0001^**

D²

-1.82

-2.10

52.51

96.75

21.55

28.30

<0.0001^**

残差

5.75

4.10

失拟项

4.18

5.42

5.24

3.82

0.09

误差

0.50

0.29

总和

84.04

118.48