复合酶法制备人参膳食纤维的研究

毕云枫，李彤昕，闫璐，王溪竹，陶伟明，孙航，郑明珠，刘景圣

（吉林农业大学食品科学与工程学院，吉林长春130118）

人参属于五加科人参属，多年生草本植物。在中国，人参历来被誉为“百草之王”，是“滋阴补生，扶正固本”之极品，含多种皂甙和多糖类成分。人参的肉质根为著名强壮滋补药，适用于抗疲劳、提高脑摄氧能力、调整血压、恢复心脏功能、神经衰弱及身体虚弱等症，也有祛痰、健胃、利尿、兴奋等功效。我国的人参加工利用率较低，产品加工中一般只提取皂苷等少量成分，而将人参渣丢弃。人参渣是人参活性成分提取过程中伴随产生的副产物，无副作用，而且还含有淀粉以及大量的膳食纤维等营养物质。

膳食纤维根据其溶解性分为水不溶性膳食纤维（insoluble dietary fiber，IDF）和水溶性膳食纤维（soluble dietary fiber，SDF）。膳食纤维主要具有以下几个重要生理功能：增加饱腹感，预防肥胖症；降低血糖水平，预防糖尿病；调节血脂水平，预防和改善心血管疾病；润肠通便，调整肠道菌群，防治便秘和结肠癌等功能特性[1-5]。此外膳食纤维也可以作为一种功能性食品基料添加到很多食品中，以提高食品的营养价值，从而推动功能性食品的发展。目前利用人参渣提取膳食纤维的研究非常少。制备膳食纤维的方法主要有化学法、酶法和超声波辅助法等[6-9]。本试验以复合酶法制备人参渣膳食纤维，通过单因素和响应面试验优化提取工艺，以期获得一种高效、环保的提取工艺，提高原料的膳食纤维得率，对解决环境污染问题，促进人参残渣的综合利用以及解决现有的人参资源利用率低，原料浪费严重等问题具有重要意义[10-13]。

1 材料与方法

1.1 材料与试剂

人参残渣：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）：源叶生物科技有限公司；其他试剂均为分析纯。

1.2 仪器与设备

FW-100高速万能粉碎机：天津市泰斯特仪器有限公司；DHG-9073BS-III电热恒温鼓风干燥箱、KYC-100B空气恒温摇床：上海新苗医疗器械制造有限公司；H-2050R离心机：长沙湘仪离心机仪器有限公司；LGJ-12冷冻干燥机：北京松源华兴科技发展有限公司。

1.3 方法

1.3.1 人参渣膳食纤维的制备

干燥人参渣→粉碎，过筛→料液比1∶25（g/mL）加水→调pH值至6.0加入淀粉酶→放入60℃摇床1 h（180 r/min）→取出放凉→调pH值至7.5加入蛋白酶→放入45℃摇床1 h（180 r/min）→取出离心（4 000 r/min，20 min）→85℃烘干称重，得到的粉末即为不可溶性膳食纤维。

1.3.2 单因素试验

准确称取一定量的人参渣，设计料液比[1∶15、1 ∶20、1 ∶25、1 ∶30、1 ∶35（g/mL）]、淀粉酶和蛋白酶（质量比 1∶1）的添加量（0.125%、0.25%、0.5%、0.75%、1.0%）、酶解时间（1、2、3、4、5 h）以及粒度（40、60、80、100、120目）的4个单因素试验，研究4个因素对人参不可溶膳食纤维提取率的影响，进而确定因素以及水平范围内响应面试验的设计。

1.3.3 响应面试验

在单因素试验结果的基础上，以IDF提取率为主要指标，选取料液比、加酶量、酶解时间和粒度为影响变量进行响应面试验。采用Design-Expert.V8.0.6统计软件，设计四因素三水平二次回归方程，拟合各因素和总膳食纤维提取率之间的函数关系[14]。

1.3.4 试验结果测定方法

IDF（不可溶性膳食纤维）提取率/%=（m1/m2）×100

式中：m1为提取物中不可溶性膳食纤维质量，g；m2为提取物中的总膳食纤维质量，g[15]。

2 结果与分析

2.1 单因素试验结果分析

2.1.1 料液比对IDF得率的影响

在料液比分别设为 1 ∶15、1 ∶20、1 ∶25、1 ∶30、1 ∶35（g/mL），加酶量 0.5%，酶解时间 1 h，粒度 80 目的条件下，测定IDF提取率，试验重复3次，研究料液比对人参渣IDF提取率的影响，结果如图1所示。

图1 料液比对IDF提取率的影响Fig.1 Effect of ratio of material to liquid on extraction rate of IDF

由图1可以看出，随着溶剂体积的增大，IDF提取率先升后降。当料液比在 1 ∶15（g/mL）～1 ∶25（g/mL）时，IDF提取率逐渐增大，在1∶25（g/mL）时达到峰值；当料液比在 1 ∶25（g/mL）～1 ∶35（g/mL）时，IDF 提取率逐渐降低。这是由于在酶浓度不变而底物浓度较高时，酶与反应物可以更好地接触从而进行反应。随着底物浓度的减小，酶与可反应物的作用也会相对减少，因此提取率将逐渐减小。综上可知，IDF的提取率在1∶25（g/mL）时达到最高，随后逐渐下降。

2.1.2 加酶量对IDF得率的影响

在加酶量分别设为0.125%、0.25%、0.5%、0.75%、1.0%，料液比 1 ∶25（g/mL），酶解时间 1 h，粒度 80 目的条件下，测定IDF提取率，试验重复3次，研究加酶量对人参渣IDF提取率的影响，结果如图2所示。

图2 加酶量对IDF提取率的影响Fig.2 Effect of enzyme addition on extraction rate of IDF

由图2可以看出，随着加酶量的增加，IDF的提取率先升后降。当加酶量在0.125%～0.5%时，IDF提取率逐渐增大，在0.5%时达到峰值；当加酶量在0.5%～1.0%时，IDF提取率逐渐降低。这是由于淀粉酶和蛋白酶在初始阶段对膳食纤维的含量有着限制性的作用，随着酶用量的增加，样品中淀粉与蛋白的去除率增加，膳食纤维的提取率增高。但当加酶量达到0.5%以后，淀粉酶量对于样品已经达到饱和作用，所以IDF提取率不升反降[16]。综上可知，IDF的提取率在加酶量为0.5%时达到最高，随后逐渐下降。

2.1.3 酶解时间对IDF提取率的影响

在酶解时间分别设为 1、2、3、4、5h，料液比1∶25（g/mL），加酶量0.5%，粒度80目的条件下，测定IDF提取率，试验重复3次，研究酶解时间对人参渣IDF提取率的影响，结果如图3所示。

图3 酶解时间对IDF提取率的影响Fig.3 Effect of enzymatic hydrolysis time on extraction rate of IDF

由图3可以看出，随着酶解时间的增加，IDF的提取率呈下降趋势。由于在进行初始试验，设定酶解时间不足1 h时，IDF的提取率低于60%，故再次试验设计酶解时间从1 h起。当酶解时间为1 h时，IDF提取率达到峰值，酶解时间超过1 h时，IDF提取率逐渐降低。这是由于随着酶解时间的延长，溶液中-OH与氢键结合的机会较多，破坏了IDF的氢键，使其氧化分解，导致提取率较低。综上可知，IDF的提取率在酶解时间1 h时达到最高，随后呈下降趋势。

2.1.4 粒度对IDF提取率的影响

在粒度分别设为 40、60、80、100、120 目，料液比1 ∶25（g/mL），加酶量 0.5%，酶解时间 1 h的条件下，测定IDF提取率，试验重复3次，研究粒度对人参渣IDF提取率的影响，结果如图4所示。

图4 粒度对IDF提取率的影响Fig.4 Effect of particle size on extraction rate of IDF

由图4可以看出，随着粒度的增加，IDF的提取率先升后降。当粒度为80目时，IDF提取率达到峰值。因为膳食纤维的表面积大小和粒度直接相关，当人参渣的粒度由40目变为80目之间时，由于粒度降低，表面积增大，使其更容易被酶解，IDF的提取率也随之增加；而当其由80目变为120目的过程中，IDF提取率显著降低，这可能是因为在粉碎过程中破坏了膳食纤维的部分连接结构，进而影响了IDF的提取率。综上可知，IDF的提取率在80目时达到最高，随后逐渐下降。

2.2 响应面法优化试验结果分析

2.2.1 响应面试验优化设计及结果

采用Design-Expert.V8.0.6统计软件设计，试验结果见表1，回归方差分析见表2。

采用Design-Expert.V8.0.6统计软件，对图5中的试验数据进行二次多项式回归拟合，获得二次项回归方程为：

表1 Box-Behnken试验设计及结果Table 1 Box-Behnken design and corresponding experimental results

表2 响应面试验回归模型方差分析Table 2 Variance analysis for the fitted regression equation

续表2 响应面试验回归模型方差分析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。

回归方程中各变量对响应值影响的显著性用F检验来判定，概率P值越小，则响应变量的显著成度越高。从表2可以看出，该模型效应显著（P＜0.05），不同处理间差异显著。因变量与所考察的自变量之间线性关系显著（R2=0.995 4），模型调整确定系数R2Adj=0.990 9，说明该模型可信度较高，拟合度较好。失拟项不显著（P＞0.05），说明本试验所得二次回归方程能够很好对响应值进行预测[17-20]。从方差分析结果可以看出各因素对IDF提取率的影响力大小的顺序为：D＞B＞A＞C，即粒度＞加酶量＞液料比＞酶解时间。

2.2.2 响应面分析

利用Design-Expert.V8.0.6软件进行四元二次回归拟合，得到回归方程的响应面等高线和曲面图。响应曲面反映了当料液比、加酶量、酶解时间、粒度4个因素的任意两个变量取零点水平时，其他两个因素的交互作用对不可溶性膳食纤维提取率的影响。曲面陡表明该因素对提取率的影响显著，曲面平缓表明该因素对提取率的影响不显著；等高线形状反映两因素交互作用的强弱，椭圆形表明交互作用强，圆形则表明交互作用弱；等高线密集表明对提取率影响较大，稀疏表明影响较小，结果如图5所示。

图5 两因素交互作用对提取率影响的响应面图Fig.5 Response surface diagram of the effect of two factors on extraction rate

2.3 验证试验

通过响应面法优化可得到复合酶法提取人参渣不可溶性膳食纤维的最优条件为：料液比为1∶25（g/mL），加酶量为0.5%，酶解时间为1 h，粒度为80目。在此条件下，不可溶性膳食纤维的提取率为68.11%。考虑到实际情况，在此条件下进行了检验试验，重复3次，结果如图6所示。

由图6可以看出，在最优条件下进行验证试验的结果分别为68.07%、67.59%、67.68%，取其平均值，最终得到不可溶性膳食纤维提取率为67.78%，与模型理论预测值的偏差均约为0.33%，与预测值较接 近，说明该模型对试验拟合较好，即该响应面回归模型具有可行性，有一定的应用价值。

图6 最优条件下IDF提取率的验证结果图Fig.6 Verification result diagram of IDF extraction rate under optimal conditions

3 结论

经过响应面法优化与验证试验，最终得到复合酶法提取人参渣不可溶性膳食纤维的优化条件为：料液比为 1 ∶25（g/mL），加酶量为 0.5%，酶解时间为 1 h，粒度为80目。在此条件下，不可溶性膳食纤维的提取率为68.11%。通过进行验证试验，最终得到不可溶性膳食纤维提取率为67.78%，与模型理论预测值的偏差均约为0.33%，与预测值较接近，说明该模型对试验拟合较好，即该响应面回归模型具有可行性，有一定的应用价值。