萃取豆渣中β-隱黃素楊 月,謝春陽*(吉林農業大學食"/>
999精品在线视频,手机成人午夜在线视频,久久不卡国产精品无码,中日无码在线观看,成人av手机在线观看,日韩精品亚洲一区中文字幕,亚洲av无码人妻,四虎国产在线观看 ?楊 月,謝春陽
(吉林農業大學食品科學與工程學院,吉林長春 130118)
超臨界CO2>萃取豆渣中β-隱黃素
楊 月,謝春陽*
(吉林農業大學食品科學與工程學院,吉林長春 130118)
本文研究了超臨界CO2萃取大豆渣中β-隱黃素的工藝條件。通過單因素實驗篩選萃取溫度、萃取壓力和萃取時間的工藝水平,通過響應面實驗對三個的工藝因素進行優化。優化得到的最佳工藝條件:萃取溫度35 ℃、萃取壓力28 MPa、萃取時間51 min,在此條件下,萃取得率為181.32 μg/100 g。
豆渣,β-隱黃素,超臨界,響應面法
β-隱黃素屬于類胡蘿卜素中的一種天然色素,分子式為C40H56O,分子量為552.881。是人類血液必不可少的色素之一,在人體體內不能合成,只能從食物中攝取。β-隱黃素作為維生素A的前體,具有保護視力的作用,同時具有清除自由基、美白、促進皮膚更新修復、抗疲勞、抗氧化、預防骨質疏松、降低關節炎風險、降低血壓、預防和抑制癌癥等多種生理功能[1-6]。研究表明,β-隱黃素存在于黃色,橙色,紅色的瓜果蔬菜及微生物中,目前已經從番木瓜、溫州蜜柑、辣椒、黃玉米、柿子、南瓜、酸漿等物質中提取分離出來[7]。
目前,我國不僅是世界上大豆主要種植的國家,而且還是主要的大豆加工國家[8]。豆渣是各類大豆食品加工工業所產生的副產物,若按每加工1 t大豆產生2 t濕豆渣來估算,我國每年要產生大約幾千萬噸濕豆渣。長期以來,豆渣在所有的農業廢棄物中是一種重要的資源,由于豆渣所含熱能低,口感粗糙,過去一直沒有引起人們的足夠重視。此外,因其水分含量大,易腐敗變質,且運輸困難,通常只用作飼料或廢棄,沒有得到很好的開發利用,這極大地浪費了豆渣的實際應用和營養價值[9]。從大豆渣中提取β-隱黃素,不僅使豆渣營養成分得以全面開發,而且解決了廢棄豆渣所造成的環境污染,實現了廢物的循環利用,符合當前的環保理念和可持續發展戰略。
目前,關于利用超臨界CO2萃取β-隱黃素鮮見報道,從豆渣中萃取β-隱黃素更為少見。因此,本實驗利用超臨界CO2萃取豆渣中的β-隱黃素,并應用響應面法在萃取溫度、萃取壓力、萃取時間三個因素上進行工藝優化,以期找到應用超臨界CO2萃取法萃取豆渣中β-隱黃素的最佳工藝條件。
1.1 材料及儀器
成熟飽滿、無損傷、無腐敗、色澤金黃的大豆 吉林省長春市;乙醇 95%;β-隱黃素標準品 Sigma公司。
18目標準篩 浙江上虞市道墟儀器篩具廠;YP4002電子天平 上海佑科儀器有限公司;FW100高速萬能粉碎機 天津市泰斯特儀器有限公司;RE-52A型旋轉蒸發器 上海亞榮生化儀器廠產品;SH2-D III型循環水式真空泵 鞏義市予華儀器有限公司提供;101A-2ET電熱鼓風干燥箱 中國天津市泰斯特儀器有限公司;UV2300紫外-可見分光光度儀 北京普析通用儀器有限公司;HA121-50-02超臨界萃取裝置 南通儀創實驗儀器有限公司。
1.2 實驗方法
1.2.1β-隱黃素的測定 用天平準確稱取1 mgβ-隱黃素標準品物質,用丙酮至10 mL容量瓶定容。精準吸取50、100、150、200、250、300 μL,用丙酮定容至10 mL,混合搖勻。以丙酮為空白組,在450 nm處測定吸光值。以吸光值(Y)為縱坐標,濃度(X)為橫坐標,繪制計算用的標準曲線[10-11]。通過標準曲線可知,100 g大豆所得到皮渣中β-隱黃素的萃取得率:
β-隱黃素萃取得率(μg/100 g)=(OD值+0.00195)÷0.33309×V
式中:OD值-吸光值;V-溶液的體積mL。
1.2.2 工藝流程及操作要點 干豆→浸泡(加入5倍清水浸泡12 h)→磨漿→過濾→晾干(避光,溫度≤30 ℃)→精磨→過18目篩→選用95%乙醇為夾帶劑進行超臨界CO2萃取→紫外分光光度計測量。
1.2.3 超臨界CO2萃取工藝優化 以萃取溫度、萃取壓力、萃取時間為考察因子,根據β-隱黃素萃取得率為考察指標進實驗設計,實驗選取95%的乙醇為夾帶劑。
1.2.3.1 單因素實驗設計 以萃取溫度35 ℃、萃取壓力20 MPa、萃取時間40 min為固定水平。
a.固定萃取壓力20 MPa,萃取時間40 min,萃取溫度選取25、30、35、40、45 ℃進行梯度實驗,通過測定篩選出最佳的萃取溫度。
b.固定萃取溫度35 ℃,萃取時間40 min,萃取壓力選取10、15、20、25、30 MPa進行萃取壓力的單因素實驗,根據吸光值的大小確定最佳萃取壓力。
c.選用萃取溫度35 ℃,萃取壓力20 MPa,時間分別20、30、40、50、60 min進行萃取時間的單因素實驗,通過測定吸光值確定最佳的萃取時間。
1.2.3.2 響應面實驗設計 在單因素實驗優選水平的基礎,對萃取壓力、萃取溫度、萃取時間三個因素進行響應面實驗設計,應用Design Expert軟件對超臨界CO2萃取豆渣中β-隱黃素的工藝條件進行優化,響應面實驗因素及水平見表1。

表1 響應面實驗設計分析水平表Table 1 The response surface experiment design and analysis level table
1.3 數據處理
根據Design-expert軟件進行BB(Box-behnken)響應面設計,并根據設計中的實驗條件完成實驗,將17組實驗結果輸入應用軟件中,軟件進行數據處理和分析。
2.1β-隱黃素的測定
根據用標品繪制的標準曲線得出的回歸方程y=0.33309x-0.00195,R2=0.9989。

圖1 β-隱黃素標準曲線Fig.1 Beta-cryptoxanthin standard curve

圖2 不同萃取壓力對萃取得率的影響Fig.2 Effect of different extraction pressureeffects on extraction yield
2.2 單因素實驗分析
2.2.1 萃取壓力對β-隱黃素萃取得率的影響 不同壓力對萃取得率的影響見圖2。
從圖2中可以看出:整體來看,萃取得率隨著萃取壓力的增長而增加。萃取壓力10~20 MPa時,萃取得率呈增長的趨勢,但增長緩慢;當達到20~25 MPa時,萃取得率快速增長,當萃取壓力再增長時,萃取得率增長趨勢趨于平緩。為了減少生產成本,降低操作難度。所以選擇20、25、30 MPa三個水平進行響應面工藝優化。
2.2.2 萃取溫度對β-隱黃素萃取得率的影響 不同溫度對萃取得率的影響見圖3。

圖3 不同萃取溫度對萃取得率的影響Fig.3 Effect of different extraction temperature on the extraction yield
從圖3中可以看出:整體來看,萃取得率隨著萃取溫度的增長而呈先增加后減小的趨勢。當萃取溫度25~35 ℃時,萃取得率呈增長的趨勢;在35 ℃時,萃取得率達到峰值,也就是說在萃取溫度為35 ℃的條件下萃取得率達到最大。而超過35 MPa后,萃取得率的趨勢快速下降,這可能是β-隱黃素因溫度過高而被破壞[12-15],所以選擇30、35、40 ℃三個水平進行響應面工藝優化。
2.2.3 萃取時間對β-隱黃素萃取得率的影響 不同時間對萃取得率的影響見圖4。

圖4 不同萃取時間對萃取得率的影響Fig.4 Effect of different extraction time on extraction yield
從圖4中可以看出:整體來看,萃取得率隨著萃取時間的增長而呈增長的趨勢。當萃取時間20~40 min時,β-隱黃素逐漸被萃取出來,所以萃取得率呈增長的趨勢;在超過40 min時,萃取得率的增長趨勢趨于平緩,此時,豆渣中β-隱黃素逐漸被完全的萃取出來。為了減少成本增加效率,所以選擇40、50、60 min三個水平進行響應面工藝優化。

表3 實驗結果方差分析表Table 3 The results of variance analysis table
注:*,p<0.05,表示具有顯著差異;**,p<0.01,表示具有極顯著差異。
2.3 響應面實驗分析
2.3.1 響應面優化實驗分析 對單因素實驗結果進行方差分析,選取萃取溫度、萃取壓力、萃取時間3個因素做優化實驗。Box-Behnken實驗設計見表2。

表2 響應面優化實驗設計及實驗數據Table 2 The response surface optimization design of experiment and test data
2.3.2 響應面實驗結果方差分析 從表3可以看出:回歸模型F值為222.77,p值<0. 0001,表示著模型差異顯著,表明在統計學上該模型有意義,因此該模型可以用來使用評價該實驗。失擬項可以表示模型與實驗的擬合程度,p=0.2262>0.05,表現為不顯著,表明回歸方程可代替實驗真實點對實驗數據進行分析。
從表3可以看出,A和AC的p值<0.05,表明A因素和AC對萃取得率有著顯著影響;B、AB、BC、A2、B2、C2的p值均<0.01,表明B、AB、BC、A2、B2、C2對萃取得率均有極顯著影響。從方差分析可知,各因素對從大豆渣中萃取β-隱黃素的影響從大到小的順序依次為:萃取壓力>萃取溫度>萃取時間,其中萃取壓力和萃取溫度對萃取得率的影響顯著,而萃取時間對萃取得率的影響表現不顯著。
由表4可知:信噪比(AdeqPrecision)為39.634>4,說明該模型可用于實驗數據的預測,而且對相關性系數(R2=0.9774)和調整相關系數(R2(Adj)=0.9483)分析表明,模型的擬合性和預測性較好。回歸方程如下:
萃取得率=-3776.35000+130.09000A+55.45000B+36.20000C-0.38000AB-0.100000AC+0.16000BC-1.64200A2-0.90200B2-0.36550C2

表4 實驗變異系數表Table 4 Test the variation coefficient table
2.3.3 交互作用分析 從Design-Expert 實驗軟件中得到響應曲面圖,響應面的曲面圖是某兩個實驗因素對實驗結果交互影響的反映,通過對曲面坡度的陡峭程度表現變化進行分析,反映出這兩個因素對響應值的影響程度。
從圖5看出,3D曲面表現出上升并到達頂點后又下降的趨勢,曲面坡度的陡峭程度表現顯著,說明萃取溫度和萃取壓力對響應值交互作用明顯。固定萃取溫度,β-隱黃素萃取得率隨萃取壓力的升高而逐漸增加后趨于平緩,在25~30 MPa之間萃取得率最大;固定萃取壓力,β-隱黃素萃取得率隨萃取溫度的升高先升后降,在32.5~37.5 ℃之間萃取得率最大。由萃取溫度與萃取壓力相互作用的等高線為橢圓得兩者交互作用極顯著,與上述方差分析結果相符。

圖5 溫度因素與壓力因素交互3D曲面圖Fig.5 Temperature and stress factors interactive 3 d surface figure
從圖6看出,固定萃取溫度,β-隱黃素萃取得率隨萃取時間的升高而先增加后減少,在45~55 min之間萃取得率最大;固定萃取時間,β-隱黃素萃取得率隨萃取溫度的升高而下降,隨夾帶劑用量的增加先增加后減少,在32.5~37.5 ℃之間萃取得率最大。由萃取溫度與萃取時間相互作用的等高線為橢圓得兩者交互作用顯著,與上述方差分析結果相符。

圖6 溫度因素與時間因素交互3D曲面圖Fig.6 The temperature factor and time factor interactive 3 d surface figure
從圖7看出,固定萃取壓力,β-隱黃素萃取得率隨萃取時間的升高而逐漸增加后減少,在萃取時間為45~55 min之間萃取得率最大;固定萃取時間,β-隱黃素萃取得率隨萃取壓力的升高趨于平緩,當萃取壓力在25~30 MPa之間萃取得率最大。由萃取壓力與萃取時間相互作用的等高線為橢圓得兩者交互作用極顯著,與上述方差分析結果相符。

圖7 壓力因素與時間因素交互3D曲面圖Fig.7 Pressure factor and time factor interactive 3 d surface figure
2.3.4β-隱黃素最優萃取條件的確定與驗證 通過使用Design expert軟件對實驗得到的數據進行優化并結合實驗條件,優化得到超臨界CO2萃取豆渣中β-隱黃素工藝研究的最佳工藝條件為:萃取溫度34.83 ℃、萃取壓力27.91 MPa、萃取時間50.86 min,萃取得率為183.961 μg/100 g。由于實際條件,選取萃取溫度35 ℃、萃取壓力28 MPa、萃取時間51 min進行驗證實驗,β-隱黃素萃取得率為(181.32±3.98) μg/100 g,與理論值(183.961 μg/100 g)相差2.641 μg/100 g,吻合性較好,因而具有較高的可信性。
本實驗應用CO2超臨界萃取法萃取豆渣中β-隱黃素,通過單因素實驗并使用Design Expert軟件進行響應面優化,結果表明:萃取溫度35 ℃、萃取壓力28 MPa、萃取時間51 min下,β-隱黃素萃取得率可達(181.32±3.9) μg/100 g,與理論值平均誤差為2.641,實驗與理論值的結論吻合性較好,具有較高的可信性。該實驗結果可以為在天然物質的萃取生產上提供一定的實際意義。
[1]Masayoshi,Yamaguchi.β-cryptoxanthin and bone metabolism:the preventive role in osteoporosis[J]. Journal of Health Science,2008,54(4):356-369.
[2]Dorothy J P,Deborah PM,Symmons,M L,et al. Dietary beta-cryptoxanthin and inflammatory polyarthritis:results fromapopulation-ased prospective study[J].American Journal of Clinical Nutrition,2005,82(2):451-455.
[3]李濤,張慧,張志忠,等.β-隱黃質的特性及其應用[J]. 中國食品添加劑,2001(4):156-158.
[4]YOLANDA L,AMAIA A,LUISA L,et al. The carotenoidβ-cryptoxanthin stimulates the repair of DNA oxidation damage in addition to acting as an antioxidant in human cells[J]. Oxford Journals,2008,430(4):308-314.
[5]PATTISON D J,SYMMONS E P M,LUNT M,et al. Dietaryβ-cryptoxanthin and inflammatory polyarthritis:results from a population-based prospective study[J]. American Journal of Clinical Nutrition,2005,82(2):451-455.
[6]YANG M,IKOMA Y.β-cryptoxanthin and bone metabolism:the preventive role in osteoporosis[J]. Journal of Health Science,2008,54(4):356-369.
[7]蔡靳,趙婷,惠伯棣,等.酸漿宿萼中β-隱黃質體外淬滅單線態氧能力評價[J].食品科學,2010,31(17):158-161.
[8]趙影,韓建春.豆渣深加工及綜合利用的研究現狀[J].大豆科學2013,32(4)556-557.
[9]卓秀英,齊軍茹,楊曉泉. 豆渣的功能性研究[J]食品工業科技 2010,31(10);75-77.
[10]王洪洋.超聲波輔助提取南瓜瓤中隱黃素的響應面工藝優化[J].食品工業科技2013,17(34)274-275.
[11]蔣國玲,孫志高,賀金梅,等.溶劑和超聲波輔助提取溫州蜜柑皮β-隱黃素的條件優化[J].食品工業科技,2012,13(33)294-337.
[12]喬世偉,韓玉謙,隋曉.隱黃素使用穩定性初步研究[J].飲料工業,1999,2(3):23-24.
[13]陶俊.柑橘果實類胡蘿卜素形成及調控的生理機制研究[D].杭州:浙江大學,2002.
[14]王洪洋.南瓜瓤中隱黃素的提取及穩定性研究[D].長春:吉林農業大學,2014.
[15]蔣國玲.溫州蜜柑皮β-穩黃素的提取、純化及穩定性研究[D].重慶:西南大學,2012.
Supercritical CO2extraction of soybean dregs in beta-cryptoxanthin
YANG Yue,XIE Chun-yan*
(College of Food Science and Engineering,Jilin Agriculture University,Changchun 130118,China)
This experiment studied the supercritical CO2extraction of soybean dregs beta-cryptoxanthin process conditions. By single factor experiment,screening of extraction temperature,extraction pressure and extraction time the state of the art,applied the response surface affecting the beta-cryptoxanthin extraction yield of three technological factors of optimization. Optimization to got the best technological conditions were as follows:extraction temperature 35 ℃,extraction pressure 28 MPa,extraction time 51 min. On this condition,the extraction yield was 181.32 μg/100 g.
bean dregs;β-cryptoxanthin;supercritical;the response surface method
2016-05-04
楊月(1990-),女,在讀碩士研究生,研究方向:果蔬貯藏加工工程,E-mail:18704492485@163.com。
*通訊作者:謝春陽(1965-),男,碩士,副教授,主要從事農產品加工及貯藏方面的研究,E-mail:xiechunyang@163.com。
TS202.3
B
1002-0306(2017)02-0257-05
10.13386/j.issn1002-0306.2017.02.041