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个试验点,24 个析因点,5 个中心点, 零点试验重复
5 次 ,用来估计试验中的误差 。 本试验采用 Design鄄
Expert 8郾 0郾 6 软件对所得数据进行 ANOVA 分析,分
析结果见表 3。
表 3摇 响应面法对黄酮提取率的 ANOVA 分析结果
Tab. 3摇 ANOVA of constructed regression model of flavonoids extraction
方差来源 自由度 平方和 均方 F 值 P 值
A 0郾 82 14 0郾 058 8郾 02 0郾 000 2 极显著
B 0郾 059 1 0郾 059 8郾 12 0郾 0128 显著
C 0郾 4 1 0郾 4 55郾 3 < 0郾 000 1 极显著
D 6郾 08 伊 10 -3 1 6郾 08 伊 10 -3 0郾 84 0郾 375 7
AB 8郾 22 伊 10 -3 1 8郾 22 伊 10 -3 1郾 13 0郾 305 6
AC 4郾 98 伊 10 -3 1 4郾 98 伊 10 -3 0郾 69 0郾 421 7
AD 2郾 16 伊 10 -4 1 2郾 16 伊 10 -4 0郾 03 0郾 865 5
BC 3郾 62 伊 10 -3 1 3郾 62 伊 10 -3 0郾 5 0郾 492 1
BD 2郾 79 伊 10 -5 1 2郾 79 伊 10 -5 3郾 84 伊 10 -3 0郾 951 5
CD 3郾 20 伊 10 -4 1 3郾 20 伊 10 -4 0郾 044 0郾 836 8
A 2 1郾 64 伊 10 -3 1 1郾 64 伊 10 -3 0郾 23 0郾 642 4
B2 0郾 13 1 0郾 13 18郾 46 0郾 000 7 极显著
C2 0郾 15 1 0郾 15 20郾 04 0郾 000 5 极显著
D 2 0郾 17 1 0郾 17 23郾 13 0郾 000 3 极显著
模型 0郾 051 1 0郾 051 6郾 97 0郾 019 4 显著
总残差 0郾 1 14 7郾 27 伊 10 -3
失拟误差 0郾 09 10 8郾 98 伊 10 -3 3郾 01 0郾 150 2 不显著
纯误差 0郾 012 4 2郾 99 伊 10 -3
总和 0郾 92 28
摇 摇 P < 0郾 05 为显著,P < 0郾 01 为极显著
摇 摇 4 个因子经拟合得到与黄酮提取率 Y 相关的回
归方程见式(6):
Y = - 15郾 886 83 + 0郾 201 18A + 0郾 232 69 B +
0郾 212 88C + 0郾 407 73 D - 7郾 056 伊 10 - 4 AB +
1郾 471 伊 10 - 4 AC + 6郾 014 伊 10 - 3 AD +
2郾 640 伊 10 - 5 BC + 8郾 945 伊 10 - 4 BD +
1郾 792 伊 10 - 3 CD - 5郾 737 伊 10 - 3 A2 - 1郾 495 伊
10 - 3 B2 - 1郾 617 伊 10 - 3 C 2 - 0郾 089 118D2 。 (6)
试验的方差分析中,当 P 值小于 0郾 05 即表示该
项指标显著。 从表 3 的分析结果可知,整体模型的
P 值为 0郾 019 4, 相关系数为 0郾 851 6, 失拟误差为
0郾 150 2,表明该二次方程模型可以很好地拟合实
验,说明这种方法是可靠的[15] , 使用该方程模拟真
实的四因素三水平的分析是可行的。 乙醇浓度对提
取率影响显著,液料比、 提取温度对提取率的影响达
到了极显著 ,三者的二次项对苦荞黄酮提取率的影
响也均达到了极显著的水平 ,表明试验因子对响应
值不是简单的线性关系, 二次项与响应值也有很大
关系。 在选取的 4 个因素水平范围内, 对苦荞籽粒
黄酮提取率的影响大小顺序为: 提取温度 ( C ) > 液
料比( A) > 乙醇体积分数( B ) > 提取时间( D)。
本次试验各因素间响应面分析图及等高线见图
5,曲面越陡峭表明该因素对响应值的影响越显
著 [16] 。 从图 5 可以看出液料比、乙醇体积分数和提
取温度对总黄酮的得率影响比较大, 而提取时间对
应的曲线变化则比较平缓 ,这和表 3 的方差分析结
果吻合 ,液料比、乙醇体积分数和提取温度对应的 P
值均达到了显著水平, 而提取时间对响应值的影响
则不显著 。 Design鄄Expert 8郾 0郾 6 软件分析得 4 个因
素特征值依次为 1,0郾 493, - 0郾 043,0郾 037, 即苦荞
16
第 33 卷 第 6 期摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 李摇 飞等: 苦荞籽粒黄酮的提取纯化及抗氧化活性研究