大豆蛋白-半乳甘露聚糖共聚物乳化劑制備條件的優化＊

胡坤,余曉玲,鄭翀

(廣東藥學院食品科學學院,廣東中山,528458)

大豆蛋白-半乳甘露聚糖共聚物乳化劑制備條件的優化＊

胡坤,余曉玲,鄭翀

(廣東藥學院食品科學學院,廣東中山,528458)

對瓜爾豆膠水解時間(X1)、大豆蛋白與半乳甘露聚糖質量比(X2)、共聚物反應時間(X3)等影響蛋白質-多糖共聚物乳化性質的因素進行三元二次正交旋轉組合優化,經回歸分析建立了擬合共聚物乳化活性的回歸方程和乳化穩定性的回歸方程,并確定制備具有優良乳化性質的大豆蛋白-半乳甘露聚糖共聚物的最優參數:瓜爾豆膠水解75.05 min、大豆蛋白與瓜爾豆膠質量比為50∶50,干熱反應時間144 h。驗證實驗表明,該條件下制備的共聚物的乳化活性和穩定性與回歸方程預測的理論值很好的擬合。

大豆分離蛋白,半乳甘露聚糖,乳化活性,乳化穩定性

蛋白質與多糖在干熱的條件下進行Maillard反應形成的蛋白質-多糖共聚物具有優良的乳化性質[1]。國外已經研究了葡聚糖、麥芽糊精、果膠等多糖、瓜爾豆膠水解物與牛血清蛋白、酪朊酸鈉、乳清蛋白、β-乳球蛋白、溶菌酶等動物蛋白間之間的Maillard反應物的乳化特性[2-6],但有關植物蛋白與多糖之間的Maillard反應報道的較少。近年來,作者對大豆蛋白與瓜爾豆膠的酸水解物的Maillard反應物乳化性質進行了初步的研究[7],發現瓜爾豆膠水解時間、蛋白質與多糖的質量比及干熱反應時間等因素是影響共聚物乳化性質的主要原因,此后進一步研究了半乳甘露聚糖分子量對共聚物乳化性質的影響,并用SDS凝膠電泳分析了半乳甘露聚糖與大豆分離蛋白7S亞基和11S亞基發生Maillard反應活性的差異[8]。本文在前期研究的基礎上,采用三元二次正交旋轉組合優化制備優良乳化性能的大豆蛋白-半乳甘露聚糖共聚物的條件,為開發這種新型天然高分子乳化劑提供理論基礎。

1 實驗材料與方法

1.1 材料與試劑

大豆分離蛋白(山東御馨豆業蛋白有限公司),瓜爾豆膠(印度),金龍魚玉米油(購于廣州超市)。

十二烷基磺酸鈉,生化試劑,上海伯奧生物科技有限公司;NaOH、HCl均為分析純。

1.2 主要儀器

722光柵分光光度計,上海第三分析儀器廠制造;pHS-25型pH計,上海精密科學儀器有限公司;JGNP-9080型隔水式恒溫培養箱,上海精宏實驗設備有限公司;FJ-200高速分散均質機,上海標本模型制造廠;LGJ-25型冷凍干燥機,北京四環科學儀器廠生產。

1.3 實驗方法

1.3.1 瓜爾豆膠水解樣品的制備

將瓜爾豆膠以1%的濃度邊攪拌邊緩慢加入到80℃的1 L蒸餾水中(5份),待其溶解完全后加入50 mL濃度為1 mol/L的HCl(溶液HCl濃度為0.05 mol/L),在80℃下分別水解瓜兒豆膠40,60,80,100,120 min。水解完畢后,迅速冷卻至室溫,用5 mol/L NaOH調至pH 7.0,將瓜爾豆膠溶液用透析袋分裝,4℃透析48 h除去小分子糖類,透析后的溶液經冷凍干燥粉碎后放置干燥器備用。

1.3.2 大豆分離蛋白-半乳甘露聚糖共聚物的制備

將不同水解時間的瓜爾豆膠水解物(半乳甘露聚糖)與大豆分離蛋白以2%質量濃度混合,在前期的研究基礎上[7-8],選擇瓜爾豆膠水解時間(min)、大豆蛋白與半乳甘露聚糖的混合比例(%)、共聚物反應時間(h)等因素,運用三元二次回歸正交旋轉組合設計方法,按照因素水平與編碼表(表1)和實驗設計方案(表2)制備實驗樣品,有關多糖與蛋白質混合物的制備及共聚物的制備方法見參考文獻[8]。

表1 因素水平編碼值表

表2 三元二次回歸正交旋轉組合設計

1.3.3 共聚物乳化特性的測定

將1.3.2制備的樣品按3 g/L的濃度分散于20 mL蒸餾水中,然后加入5 mL玉米油,4℃下水化過夜,回復到室溫后用分散均質機以固定轉速高速剪切乳化1 min,立即從乳濁液的底部吸取100μL乳濁液,迅速分散于10 mL 0.1%的十二烷基硫酸鈉溶液中,于500 nm波長下測定該稀釋液的吸光度A0為共聚物的乳化活性指數。

從制備后靜置30 min的乳濁液底部取100μL乳濁液,迅速分散于10 mL 0.1%十二烷基硫酸鈉溶液中,于500 nm波長下測吸光度A30。乳化穩定性計算公式:ES30/%=(A30/A0)×100,ES30表示乳濁液制備后放置30 min的穩定性。

1.3.4 數據處理

每個實驗做3次重復,以乳化活性和乳化穩定性作為指標,用SAS 8.1統計軟件進行多元回歸分析并建立回歸方程。

2 結果分析

2.1 回歸分析

各實驗號的乳化活性和乳化穩定性的數據見表3。

表3 各樣品的乳化活性和穩定性

運用SAS 8.1統計軟件的多元回歸方法,對表3的數據進行回歸處理,分別建立以A0乳化活性(Y1),ES30乳化穩定性(Y2)為指標對試驗因子的回歸方程。

初步建立的多元回歸方程分別為:

表4回歸關系的方差分析

表4回歸關系的方差分析

變異來源 平方和(SS)自由度(df)均方(MS) F FαX10.0308910.030891.1505 F0.1(1,13)=3.14 X20.0100910.010090.3758 F0.05(1,13)=4.67 X30.000458510.0045850.01708 F0.01(1,13)=9.07 X1×X20.00655510.0065550.2441X1×X30.000190110.0019010.00708 X2×X30.0185310.018530.6901X1×X10.207510.20757.7281＊X2×X20.0578510.057852.1546X3×X30.0109110.010910.4063回歸SSR0.343090.03811 F=1.4194剩余SSr0.3491130.02685誤差SSe0.0069668失擬SSLf0.342150.06842 F=78.576 F0.05(5,8)=3.69總變異SSy0.692122 R20.4956 F=5.770 F0.05(6,16)=2.74

表5回歸關系的方差分析

表5回歸關系的方差分析

變異來源 平方和(SS)自由度(df)均方(MS) F FαX117.378117.3780.946 F0.1(1,13)=3.14 X2112.7371112.7376.157＊F0.05(1,13)=4.67 X30.76810.7680.0419 F0.01(1,13)=9.07 X1×X244.18144.182.413 X1×X35.7815.780.317 X2×X315.125115.1250.826 X1×X14.7214.720.258 X2×X215.573115.5730.851 X3×X32.80612.8060.153回歸SSR219.007924.33 F=1.33剩余SSr238.0231318.31誤差SSe110.12813.77失擬SSLf127.903525.581 F=1.858 F0.05(5,8)=3.69總變異SSy457.0322 R20.4792 F=5.827 F0.05(6,16)=2.74

由于乳濁液是熱力學不穩定的體系,測定乳化活性和穩定性存在較大的誤差,第一次方差分析往往因為誤差(剩余)自由度偏小而影響了檢驗的精確度。因此將未達到0.25以上顯著水平的因素(或者互作)剔除,將其平方和和自由度并入誤差(剩余)項,進行第二次方差分析,以提高檢驗的精確度。第二次方差分析結果見表6及表7。

表6 Y1回歸關系的方差分析

表6的第二次方差分析表明,F=3.02>F0.05(5,17)=2.81,乳化活性A0(Y1)與各因素之間的總回歸關系達到顯著,(瓜爾豆膠水解時間)X1×X1因素達極顯著水平,其優化的回歸方程為:

上述總回歸關系顯著,只說明三元二次回歸方程在試驗點上與試驗結果擬合得好,失擬性檢驗FLf=44.57>F0.05(9,8)=3.39,FLf極顯著。說明所建立的三元二次回歸方程雖然有一定意義,但其在整個回歸空間內的擬合度并不是很好。

表7中,乳化穩定性ES30(Y2)與各因素之間的總回歸關系達到顯著,其優化的回歸方程為:

FLf=1.146F0.1(5,17)=2.22,F值顯著,說明經過優化的回歸方程擬合得很好。

表7 Y2回歸關系的方差分析

2.2 最優條件的確定

乳化活性和乳化穩定性是衡量乳化劑乳化性能的兩個重要的指標,一個優良的乳化劑首先必須具備較高的乳化活性,其次應具有較好的乳化穩定性。由于Y1和Y2并不完全相同,因此分別對Y1和Y2的優化回歸方程規劃求解。對Y1解得X1=-0.20805,X2=0,X3=0,此時Y1理論值為0.756。將X1,X2,X3代入原編碼水平,得各因素的最優試驗水平:

瓜爾豆膠水解時間:Z1=X1△1+Z01=-0.20805×23.8+80=75.05(min)。

大豆蛋白比例:Z2=X2△2+Z02=0×17.8%+50%=50.0%。

共聚物干熱反應時間:Z3=X3△3+Z03=0×1.78+144=144(h)。

對乳化穩定性Y2的優化回歸方程規劃求解,解得X1=-0.91076,X2=0,X3=-0.53289,此時Y2理論值為77.9。將X1,X2,X3代入原編碼水平,得出各因素的最優試驗水平:

瓜爾豆膠水解時間:Z1=X1△1+Z01=-0.91076×23.8+80=58.32(min)。

大豆蛋白比例:Z2=X2△2+Z02=0×17.8%+50%=50%。

共聚物干熱反應時間:Z3= X3△3+Z03=-0.53289×1.78+144=121.2(h)。

將乳化活性Y1的優化回歸方程得到的X1=-0.20805、X2=0、X3=0代入乳化穩定性Y2的優化回歸方程中,解得此時乳化穩定性為78.7%,高于Y2理論值77.9%。同樣將求解Y2的優化回歸方程得到的X1=-0.91076、X2=0、X3=-0.53289代入Y1的優化回歸方程中,得到此時乳化活性為0.698,比Y1理論值0.756低。因此,選擇乳化活性Y1的優化回歸方程所得的最優試驗條件作為制備共聚物乳化劑的最優條件,即:瓜爾豆膠水解75.05 min、大豆蛋白:瓜爾豆膠質量比為50∶50,反應時間144 h。

2.3 最優條件的驗證

根據以上確定的最優條件,做9次平行驗證試驗,結果如表8。共聚物的A0實測值與反Y1預測值的平均RSD為0.373%,在0.01水平無顯著性差異,共聚物的乳化活性平均值為0.752(預測值為0.756)。共聚物的ES30實測值與預測值的平均RSD為0.970%,在0.01水平無顯著性差異,此時得到大豆分離蛋白-瓜爾豆膠共聚物的乳化穩定性ES30可達到78.8。結合表8及表9可見反應物的A0、ES30實測值與預測值是一致的。說明最優條件制備的共聚物乳化劑的乳化活性和乳化穩定性與Y1和Y2預測的結果能很好的擬合。

表8 驗證實驗與理論預測值的比較

3 結論

通過對瓜爾豆膠水解時間、大豆蛋白與半乳甘露聚糖質量比、共聚物反應時間等影響蛋白質-多糖共聚物乳化性質的因素進行三元二次正交旋轉組合優化,經回歸分析建立了擬合共聚物乳化活性和穩定性的回歸方程,最終確定制備具有優良乳化性質的大豆蛋白-半乳甘露聚糖共聚物的最優參數:瓜爾豆膠水解75.05 min、大豆蛋白:瓜爾豆膠質量比為50∶50,反應時間144 h。

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ABSTRACTThe optimalof soy protein-galactomannan conjugateswith excellent emulsifying propertieswere studied with three factorial quadratic orthogonal rotation design.The effectsof hydrolysis time of guar gum,the weight ratio of soy protein and polysaccharide,and the dry heating t ime of soy protein and polysaccharide mixture were discussed.The regression equations of emulsifying activity and emulsifying stability were established asrespectively.The optimal conditions to prepare thispolymer emulsifierwere:hydrolyze guar gum for 75 min,mix the soy protein and hydrolyzed guar gum with the weight ratio of 50∶50,and then dry heat thismixture at 60℃for144hr.The validation tests showed that the emulsifying activity and stability of this conjugatesperfectly fit the theoretical values predicted by these two regression equations,and the results of this paper provide theoretical principles to prepare this new natural polymer emulsifier.

Key wordssoy protein isolates,galactomannan,emulsifying activity,emulsifying stability

The Study of Opt im izing the Preparation Conditions Soy Protein-galactomannan Conjugate Emulsifier

Hu Kun,Yu Xiao-ling,Zheng Chong
(Food Science College of Guangdong Pha rmaceuticsUniversity,Zhongshan 528458,China)

博士,副教授。

＊廣東省農業攻關項目(No.2007A020300007-16);高等學校骨干教師國內訪問學者項目;廣東藥學院師資隊伍建設經費資助

2009-11-20,改回日期:2010-04-27