DOI:10. 3969/ j. issn. 2095-6002. 2016. 02. 011
中图分类号:TS218
李雪影, 徐辉, 张晶, 李新旺, 陆宁
| 【作者机构】 | 安徽农业大学茶与食品科技学院 |
| 【分 类 号】 | TS218 |
| 【基 金】 |
摘 要:利用响应面法对紫萁干可溶性膳食纤维的提取工艺进行优化。通过单因素实验,选取料液质量浓度、提取温度、超声时间、超声功率作为响应因子,SDF的得率为响应值,根据Central-Composite实验设计原则,采用响应面优化分析法,依据回归分析,探讨各响应因子的显著性及其交互作用对于响应值的影响。结果表明,紫萁干SDF最佳提取工艺条件为NaOH质量浓度0. 02 g/ mL、碱解时间90 min、料液质量浓度1. 0 g/23 mL、提取温度54℃、超声时间25 min、超声功率380 W,该条件下SDF的得率可达38. 39%。
关键词:紫萁干;可溶性膳食纤维;碱法;超声波;响应面法
紫萁(Osmunda japonica Thunb),为蕨类植物门(Pteridophyta)原始薄囊蕨纲(Protoleptosporangiopsida)紫萁目(Osmundales)紫萁科(Osmundaceae)紫萁属(Osmunda)植物,亦别名薇菜、紫箕、白线鸡尾、大贯众、广东苔、黑背龙、鸡老壳、老虎台、拳菜、一把抓、月亮草。紫萁以幼嫩拳卷叶供食用,质脆味美,是兼具营养及食疗保健价值的天然珍品,素有“野菜之王”之美称[1]。有研究表明,紫萁中富含膳食纤维、蛋白质、维生素、微量元素等营养素,同时含黄酮类、内酯类、甾酮类、多糖类、鞣酸等药理成分,具有清热安神、减肥降压、抗癌等功效,并对乙型脑炎、流感等多种病毒有显著的抑制效果[2]。
膳食纤维(dietary fiber,DF)是一类不能为人体内源性酶所消化利用的多糖类与木质素等高分子化合物的总称,按其溶解性可分为可溶性膳食纤维(soluble dietary fiber,SDF)和不溶性膳食纤维(insoluble dietary fiber,IDF)两大类[3-4]。其中SDF在防治心血管相关性疾病、降低胆固醇、预防结肠癌、清除自由基和控制体重等方向具备比IDF更强大的生理功效,因此受到国内外营养学家们的极大关注[5-6]。
紫萁的季节性较强,若不及时采摘或采摘后不及时加工,很快会出现组织纤维化,导致资源利用率较低。对紫萁副产物的DF特别是SDF进行提取利用,可以延长紫萁加工产业链,增加其产品的附加值,提高紫萁资源的综合利用率。目前,对紫萁的研究主要集中在对其加工方式、黄酮类和多糖类等天然活性成分的提取方面,而对SDF的提取鲜有报道。本研究以紫萁干为原料,采用碱水解法,结合超声波附加物理场的作用提取SDF,并通过Design-Expert_8. 0. 6软件进行响应面优化分析研究,确定最佳提取工艺参数,以期为紫萁的精深加工和综合开发应用提供一些理论上的参考。
1.1 材料与试剂
紫萁干,合肥元政农林有限公司提供;φ(乙醇)= 95%的溶液和氢氧化钠均为分析纯。
1.2 仪器与设备
FS-450型超声波处理器,上海生析超声仪器有限公司;DGT-G42型电热恒温鼓风干燥箱,合肥华德利科学器材有限公司;HC-3514型高速离心机,安徽中科中佳科学仪器有限公司;X7-100型高速多功能粉碎机,永康市红太阳机电有限公司;HH-6型数显恒温水浴锅,常州国华电器有限公司;BS210S型分析天平,Sartorius有限公司;DZF-6050型真空干燥箱,上海博讯事业有限公司医疗设备厂。
1.3 实验方法
1.3.1 工艺流程
紫萁干60℃条件下烘干,至恒重,粉碎,过100目筛,备用。取约2. 0 g紫萁干粉样品置于250 mL烧杯中,按实验拟定的料液质量浓度缓缓地加入一定体积的NaOH溶液,充分搅拌,后置于恒温水浴中碱解一段时间。超声处理,离心(4 000 r/ min,15 min),过滤,得上清液。上清液加4倍体积体积分数为95%乙醇,醇沉,静置(至沉淀完全)。静置后离心(4 000 r/ min,10 min),除上清液,滤渣用体积分数为95%乙醇重复洗涤3次,沥干,真空干燥(60℃,0. 08 MPa),至恒重,计算SDF得率[7-8]。
1.3.2 单因素实验
以NaOH质量浓度、碱解时间、料液质量浓度、提取温度、超声时间、超声功率为考察因素,SDF得率为指标,进行单因素实验,确定SDF的适宜提取条件。
1.3.2.1 NaOH质量浓度的选择
取100目紫萁干粉约2. 0 g,按料液质量浓度(紫萁干粉质量:碱液体积)1. 0 g/25 mL分别加入0. 01,0. 02,0. 03,0. 04,0. 05,0. 06 g/ mL的NaOH溶液,50℃水浴恒温碱解90 min,超声功率300 W下提取20 min,离心分离,过滤,取上清液,醇沉后离心,滤渣真空干燥,至恒重,计算得率。
1.3.2.2 碱解时间的选择
取100目紫萁干粉约2. 0 g,按料液质量浓度1. 0 g/25 mL加入0. 02 g/ mL的NaOH溶液,50℃水浴恒温碱解30,60,90,120,150,180 min,超声功率300 W下提取20 min,离心分离,过滤,取上清液,醇沉后离心,滤渣真空干燥,至恒重,计算得率。
1.3.2.3 料液质量浓度的选择
取100目紫萁干粉约2. 0 g,按料液质量浓度1. 0 g/15 mL,1. 0 g/20 mL,1. 0 g/25 mL,1. 0 g/30 mL,1. 0 g/35 mL,1. 0 g/40 mL加入0. 02 g/ mL的NaOH溶液,50℃水浴恒温碱解90 min,超声功率300 W下提取20 min,离心分离,过滤,取上清液,醇沉后离心,滤渣真空干燥,至恒重,计算得率。
1.3.2.4 提取温度的选择
取100目紫萁干粉约2. 0 g,按料液质量浓度1. 0 g/25 mL加入0. 02 g/ mL的NaOH溶液,于20,30,40,50,60,70℃恒温水浴碱解90 min,超声功率300 W下提取20 min,离心分离,过滤,取上清液,醇沉后离心,滤渣真空干燥,至恒重,计算得率。
1.3.2.5 超声时间的选择
取100目紫萁干粉约2. 0 g,按料液质量浓度1. 0 g/25 mL加入0. 02 g/ mL的NaOH溶液,50℃水浴恒温碱解90 min,超声功率300 W下提取10,15,20,25,30,35 min,离心分离,过滤,取上清液,醇沉后离心,滤渣真空干燥,至恒重,计算得率。
1.3.2.6 超声功率的选择
取100目紫萁干粉约2. 0 g,按料液质量浓度1. 0 g/25 mL加入0. 02 g/ mL的NaOH溶液,50℃水浴恒温碱解90 min,超声功率200,250,300,350,400,450 W下提取20 min,离心分离,过滤,取上清液,醇沉后离心,滤渣真空干燥,至恒重,计算得率。
1.3.3 响应面试验
以单因素实验为基础,依据Central-Composite实验设计原理[9-10],采用4因素5水平的响应面分析方法,对SDF提取工艺条件进行优化。其中,料液质量浓度、提取温度、超声时间、超声功率4个因素的编码值分别以X1,X2,X3,X4代表,每个因素按水平的高低分别以-2,-1,0,+ 1,+ 2进行编码,见表1,编码公式见式(1)。
式(1)中Xi为实验因子的编码值(i = 1,2,3,4);X为实验因子的真实值,分别用a,b,c,d代替;X0为实验因子0点的真实值;ΔX为实验因子真实值的步长,即编码值的一个单位。结合实验安排经换算可得编码值和真实值间的关系,用式(2)方程表示。
表1 响应面Central-Composite试验设计因素水平
Tab. 1 Factors and levels of response surface central composite design
因素 编码编码水平-2 -1 0 +1 +2ρ(料液)/(g·mL-1) X11:15 1:20 1:25 1:30 1:35θ(提取)/℃ X2 40 45 50 55 60 t(超声)/ min X3 15 20 25 30 35 P(超声)/ W X4250 300 350 400 450
式(2)中a,b,c,d分别为料液质量浓度、提取温度、超声时间、超声功率的真实值。
1.4 SDF得率的测定方法
紫萁干SDF得率按式(3)进行计算,
2.1 紫萁干SDF提取工艺单因素实验
2.1.1 NaOH质量浓度对SDF得率的影响
按照1.3.2.1节的方法,得出SDF得率随NaOH质量浓度变化的趋势图,见图1。
图1 NaOH质量浓度对SDF得率的影响
Fig. 1 Effect of alkaline concentration on yield of soluble dietary fiber
由图1可知,NaOH质量浓度较小时,SDF得率随NaOH质量浓度的增大呈上升趋势;当NaOH的质量浓度大于0. 02 g/ mL时,SDF得率增幅趋于平稳。原因可能是碱液浓度较小时,样品中DF在碱性环境下降解,同时由于皂化反应水解了样品中少量的脂肪,使杂质逐渐减少,得率增大;而当NaOH过量时,果胶中的果胶酯酸可能由于脱甲基作用而溶解,半纤维素也可能胶溶于碱液中,即IDF向SDF转化,反应至一定程度后进行缓慢[11-12]。基于NaOH质量浓度越大,所得SDF颜色会越深,以及节约经济等因素,NaOH质量浓度选0. 02 g/ mL为宜。
2.1.2 碱解时间对SDF得率的影响
按照1.3.2.2节的方法,得出SDF得率随碱解时间变化的趋势图,见图2。
图2 碱解时间对SDF得率的影响
Fig. 2 Effect of extraction time on yield of soluble dietary fiber
由图2可知,起始阶段,SDF得率随碱解时间的延长而逐渐增大;当时间大于90 min后,SDF得率略微下降、并趋于平缓。原因可能是时间太短,溶液和溶质未充分接触,得率较低;随着时间的延长,传质达到良好状态,SDF得率增大;提取一段时间后,SDF在固液之间接近平衡,从而使提取率变化不大。且能耗增大,效率降低[13-14]。从节约能源与成本方面考虑,最佳碱解时间为90 min。
2.1.3 料液质量浓度对SDF得率的影响
按照1.3.2.3节的方法,得出SDF得率随料液质量浓度变化的趋势图,见图3。
图3 料液质量浓度对SDF得率的影响
Fig. 3 Effect of solid-liquid ratio on yield of soluble dietary fiber
由图3可知,开始阶段(1:15~1:25),SDF得率随料液质量浓度的增大呈上升趋势,主要是由于经干燥粉碎处理后的紫萁干呈疏松多孔状态,能吸收一定体积的水分。若加入浸提液的量较少,被紫萁干粉吸收用作超声介质的液体组分就会很少,致使超声波在液相介质中的吸收大于其在固相介质中的吸收;当浸提液的量增多时,紫萁干粉在浸提液中的分散度变大、接触面增加,即浸提液中SDF的浓度与紫萁干粉边界层浓度差增大,SDF由紫萁干粉向浸提液的扩散速率加快,细胞内部的SDF更容易被提取出来[15-16]。料液质量浓度1:25时得率最高,其后得率呈下降趋势,究其原因可能是随着提取液用量的进一步增大,DF浓度相对降低,从而不利于SDF的提取致使得率呈下降趋势。
2.1.4 提取温度对SDF得率的影响
按照1.3.2.4节的方法,得出SDF得率随提取温度变化的趋势图,见图4。
图4 提取温度对SDF得率的影响
Fig. 4 Effect of extraction temperature on yield of soluble dietary fiber
由图4可知,在一定温度范围内,随着水浴温度的升高,SDF得率相应增大;温度50℃时,SDF得率最大。主要由于温度升高,分子的平均运动速率加快,在分子的振动、转动等物理撞击和碱液的作用下,SDF脱离不溶性物质的束缚,溶解出来,从而使SDF得率提高;但温度大于50℃时,SDF得率下降比较明显,可能是温度过高导致溶剂气化,使得载体与溶剂接触不充分[17];另外,温度过高,碱使其他物质溶出,导致溶液的黏稠度增大,阻碍了SDF的溶出,且可能使目标成分的结构被破坏,从而得率降低。
2.1.5 超声时间对SDF得率的影响
按照1.3.2.5节的方法,得出SDF得率随超声时间变化的趋势图,见图5。
由图5可知,10至25 min范围内,超声提取时间延长,SDF得率升高,25 min时得率最高;时间超过25 min后,SDF得率逐渐下降。主要原因是:超声波可加速介质质点的运动,在物料的内部产生剧烈的振动与空化效应。开始阶段,空化效应对植物细胞的破壁作用较强,促使SDF溶出量增加、得率不断增大;25 min时,空化效应产生的细胞破壁作用基本完成,同时随着超声时间的增加,超声波产生的较强的机械剪切作用,打断了部分SDF链的结构,导致得率显著降低[18]。
图5 超声时间对SDF得率的影响
Fig. 5 Effect of ultrasonic time on yield of soluble dietary fiber
2.1.6 超声功率对SDF得率的影响
按照1.3.2.6节的方法,得出SDF得率随超声功率变化的趋势图,见图6。
图6 超声功率对SDF得率的影响
Fig. 6 Effect of ultrasonic power on yield of soluble dietary fiber
由图6可知,超声提取功率增大,SDF得率呈先增大、后减小的趋势。当超声提取功率为350 W时,SDF的得率最大;功率大于350 W时,SDF得率又逐渐变小。其原因是:超声功率增大,对细胞破壁作用增强,降低了植物组织中各成分之间结合的紧密程度,从而较有利于SDF的溶出[19]。而可溶性成分的大量溶出,使浸提液的浓度过大,抑制了SDF向料液的进一步分散;另外超声功率过高也能引起一部分SDF的分解,使SDF得率降低。
2.2 紫萁干SDF提取工艺的优化
2.2.1 模型建立及数据分析
通过Design-Expert_8. 0. 6软件,对响应面试验结果(见表2)进行统计分析,得出各实验因子编码值与响应值的四元二次回归方程如式(4)。
表2 Central-Composite试验设计及结果
Tab. 2 Arrangements and experimental results of response surface central composite design
_实验号 X1 X2 X3 X4 Y(SDF得率)/%_实验号 X1X2 X3 X4 Y(SDF得率)/% 1 -1 -1 -1 -1 31. 77 2 1 -1 -1 -1 31. 53 3 -1 1 -1 -1 34. 49 4 1 1 -1 -1 33. 91 5 -1 1 1 -1 32. 00 6 1 -1 1 -1 31. 97 7 -1 1 1 -1 34. 24 8 1 1 1 -1 33. 89 9 -1 -1 -1 1 32.3. 10 1 -1 -1 1 31. 13 11 -1 1 -1 1 36. 89 12 1 1 -1 1 34. 96 13 -1 -1 1 1 33. 73 14 1 -1 1 1 32. 05 15 -1 1 1 1 36. 80 16 1 1 1 1 34. 99 17 -2 0 0 0 35. 23 18 2 0 0 0 33. 72 19 0 -2 0 0 31. 1.2. 0 2 0 0 36. 60 21 0 0 -2 0 31. 3.2. 0 0 2 0 32. 76 23 0 0 0 -2 33. 73 24 0 0 0 2 35. 76 25 0 0 0 0 37. 83 26 0 0 0 0 37. 70 27 0 0 0 0 37. 75 28 0 0 0 0 37. 75 29 0 0 0 0 37. 38 30 0 0 0 0 37. 81
表3 方差分析和显著性检验
Tab. 3 Analysis of variance and significance test
**差异极显著(P<0. 01);*差异显著(0. 01<P<0. 05)
方差来源 平方和 自由度 均方 F值 P值** X1 4. 91 1 4. 91 73. 33 <0. 000 1 ** X2 49. 71 1 49. 71 741. 76 <0. 000 1 ** X3 1.2. 1 1.2. 18. 40 0. 000 6 ** X4 7. 22 1 7. 22 107. 68 <0. 000 1 ** X1X2 0. 14 1 0. 14 2. 10 0. 168 0 X1X3 6. 250×10-4 1 6. 250×10-4 9. 326×10-3 0. 92.3X1X4 1. 85 1 1. 85 27. 60 <0. 000 1 ** X2X3 0. 68 1 0. 68 10. 16 0. 006 1 ** X2X4 1. 64 1 1. 64 24. 45 0. 000 2 ** X3X4 0. 21 1 0. 21 3. 16 0. 095 9显著性 模型 156. 18 14 11. 16 166. 46 <0. 000 1 X21 19. 72 1 19. 72 294. 27 <0. 000 1 ** X2 2 27. 31 1 27. 31 407. 59 <0. 000 1 ** X2 3 57. 80 1 57. 80 862. 52 <0. 000 1 ** 0. 987 6 16. 71 1 16. 71 249. 28 <0. 000 1 **残差 1. 01 15 0. 067失拟项 0. 87 10 0. 087 3. 19 0. 106 4 不显著纯误差 0. 14 5 0. 027总和 157. 18 29 R2 0. 993 6 R2Adj X24
对回归方程进行方差分析(analysis of variance,ANOVA)[20-21],结果见表3。P<0. 000 1,模型效应极显著;R2= 0. 993 6,响应值与响应因子间的线性关系显著
说明能够模拟98. 76%响应值的变化;失拟项不显著(P =0. 106 4>0. 05),说明模型可信度较高,拟合度较好,能较好地对SDF得率进行预测。模型一次项、二次项表现为极显著,表明其对SDF得率影响极大。由F值大小可知,影响因素的先后顺序为:X2(提取温度)>X4(超声功率)>X1(料液质量浓度)>X3(超声时间),交互作用先后顺序为:X1X4>X2X4>X2X3>X3X4>X1X3>X1X2。
2.2.2 响应面等高线分析
利用Design-Expert_8. 0. 6软件,进行回归拟合分析,得回归方程的响应面等高线图(见图7)。通过等高线图,可以更直观地分析各响应因子及其交互作用对于响应值影响的大小。其中响应面等高线的形状,反映了两响应因子间交互作用的强弱:椭圆形表明两响应因子之间的交互作用对SDF得率的影响显著,而圆形则表示两响应因子间的交互效应相对较弱;等高线排列密集表明对SDF得率影响较大,等高线稀疏则表示对响应值影响较小[22]。
由图7可知,图7c、图7d、图7e中各响应因子的交互效应对紫萁干SDF得率的影响显著,等高线排列密集且呈椭圆形。图7a、图7b、图7f中各响应因子的交互作用对紫萁干SDF得率的影响较小,反映在等高线上为或排列稀疏或趋近于圆形。图形分析结果与方差分析结果一致。
图7 各因素交互作用对SDF得率影响的等高线
Fig. 7 Contour plots for interactive effects of different factors on yield of soluble dietary fiber
2.2.3 提取工艺的优化与实验验证
为进一步确定最佳提取工艺参数,对建立的数学模型分别求4个自变量的一阶偏导数,并分别令其值等于0,得四元一次方程组:
联立方程求解,得各实验因子的编码值:X1=-0. 435 5,X2= 0. 839 9,X3=-0. 002 4,X4= 0. 619 6,根据编码公式,与之对应的SDF实际最佳提取工艺参数为料液质量浓度(a)= 1. 0: (-0. 435 5×5 + 25)= 1. 0/22. 82 g/ mL;提取温度(b)= 0. 839 9×5 + 50 = 54. 20℃;超声时间(c)=-0. 002 4×5 + 25 = 24. 99 min;超声功率(d)= 0. 619 6×50 +350 =380. 98 W。
在上述条件下,紫萁干SDF的理论得率为38. 57%。为了便于实际操作,将较佳提取工艺条件修正为料液质量浓度1. 0 g/23 mL、提取温度54℃、超声时间25 min、超声功率380 W。在该条件下进行验证,重复3次,取平均值,得到紫萁干SDF的得率为38. 39%,同理论预测值(38. 57%)的误差约为0. 18%。表明建立的数学模型对于优化紫萁干SDF的提取工艺条件是合理有效的。
本研究通过响应面分析法,优化了超声波协同碱法提取紫萁干SDF的工艺条件。结果表明,紫萁干SDF最佳提取工艺条件为料液质量浓度1. 0 g/23 mL、提取温度54℃、超声时间25 min、超声功率380 W、NaOH质量浓度0. 02 g/ mL、碱解时间90 min,该条件下SDF得率可达38. 39%,同理论预测值的误差约为0. 18%。说明建立的模型合理可靠,可用于实际预测。本提取工艺较为简单,成品得率和纯度均较高,是一种较理想的制备SDF的方法,也是提高紫萁综合利用率的有效途径之一。在此基础上,可进一步对所制备的紫萁干SDF进行功能研究与改善,以获得生理活性高、保健功效显著的优质紫萁干SDF。
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Optimized Extraction for Soluble Dietary Fiber from Dried Osmund
Abstract: Response surface methodology was applied to optimize the technological parameters of the ultrasonic-assisted alkaline extraction of soluble dietary fiber from dried osmund. Effects of four independent variables including solid-liquid ratio,extraction temperature,ultrasonic time,and ultrasonic power on the yield of soluble dietary fiber were studied by single-factor experiments. A quadratic regression mathematical model was established by Central-Composite experimental design and analyzed by response surface methodology. Meanwhile,the influences of independent variables and their interactions on the response value were discussed. The optimal technological parameters were determined as follows: alkaline concentration 0. 02 g/ mL,extraction time 90 min,solid-liquid ratio 1. 0 g/23 mL,extraction temperature 54℃,ultrasonic time 25 min,and ultrasonic power 380 W. Under the optimal extraction conditions,the yield of soluble dietary fiber was up to 38. 39%.
Key words: dried osmund;soluble dietary fiber;alkaline process;ultrasonic method;response surface methodology
(责任编辑:李 宁)
中图分类号:TS255. 36
文献标志码:A
doi:10. 3969/ j. issn. 2095-6002. 2016. 02. 011
文章编号:2095-6002(2016)02-0068-08
引用格式:李雪影,徐辉,张晶,等.紫萁干可溶性膳食纤维提取工艺优化[J].食品科学技术学报,2016,34(2):68-75.
LI Xueying,XU Hui,ZHANG Jing,et al. Optimized extraction for soluble dietary fiber from dried osmund[J]. Journal of Food Science and Technology,2016,34(2):68-75.
收稿日期:2015-01.2.
*陆 宁,女,教授,博士,主要从事食品和农产品贮藏及加工方面的研究。通信作者。
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