響應面法優化黃芪下腳料蛋白提取工藝

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(中國藥科大學工學院,江蘇南京 211198)

響應面法優化黃芪下腳料蛋白提取工藝

黃浩,秦高一鑫,陳貴堂*,綦國紅,程抒劼,楊志萍

(中國藥科大學工學院,江蘇南京 211198)

為確定黃芪下腳料蛋白的最佳提取工藝,有利于其進一步的活性研究,為其資源開發利用提供科學依據,使其變廢為寶。通過單因素實驗考察了提取溫度、料液比、pH、提取時間和提取次數對黃芪下腳料蛋白提取率的影響,并通過響應面法優化了提取條件。結果表明,凱氏定氮法測得黃芪下腳料中蛋白含量為10.74%±0.13%,蛋白最佳提取工藝為提取溫度64 ℃、液料比47∶1 (mL·g-1)、pH12.0、提取時間4.3 h,提取2次,在此條件下,提取率的理論最大值為46.96%,實驗驗證值為47.03%±0.78%,采用響應面法優化得到黃芪下腳料蛋白提取工藝的參數準確可靠,該回歸模型具有較好的預測性能,可用于指導生產實踐,為黃芪下腳料蛋白的工業化生產提供一定的技術參考。

黃芪下腳料,蛋白,堿提酸沉法,響應面法

黃芪為豆科植物蒙古黃芪Astragalusmembranaceus(Fisch.)Bge. Var. monghoicus(Bge.)Hsiao 或膜莢黃芪Astragalusmembranaceus(Fisch.)Bge.的干燥根[1]。現代醫學證明它具有降壓、利尿、強心、抗菌、抗腫瘤等藥理作用[2]。黃芪中含有多達25種氨基酸[3],氨基酸含量為8.05%[4],說明黃芪中蛋白含量較為豐富。此外,黃芪蛋白還具有較強的免疫抑制[5-6]和抗氧化活性[7]。黃芪是大宗藥材,每年炮制黃芪飲片時會產生大量的碎粒和碎末,即黃芪下腳料,因此開發黃芪下腳料蛋白資源具有重要的研究意義。

蛋白提取的主要方法有堿提酸沉法、酶法提取、物理提取法等。酶法提取的反應條件溫和,不會產生有害物質,能更多地保留蛋白質的營養價值,但由于蛋白酶價格昂貴、生產成本高,限制了蛋白酶法的產業化應用[8]。常用的物理提取法包括微波、超聲波、反復凍融和高速剪切等。物理法提取的蛋白質不經過化學反應,保持了蛋白質原有的結構和營養價值,但存在設備投資較高、提取率較低等缺點[9]。工業上大多采用堿提酸沉法來制備蛋白,堿提酸沉法制備的蛋白具有較好的起泡性、泡沫穩定性、持水性和持油性等功能特性,更適合用于食品加工中[10]。蛋白質組分間存在較強的聚結作用和廣泛的二硫鍵交聯,給提取帶來一定困難,高濃度堿可以水解蛋白組分間的氫鍵、酰胺鍵、二硫鍵,從而釋放更多的蛋白質[11-12]。此外,堿提酸沉法還具有提取率高、成本低的優點,其缺點主要是提取過程中使用大量的酸堿,給分離純化帶來一定困難。響應面法采用多元二次回歸方程來擬合因素與響應值之間的函數關系,通過對回歸方程分析來尋求最優條件,已廣泛用于蛋白提取工藝的優化[13-16]。因此本實驗采用堿提酸沉法,利用響應面法優化黃芪下腳料蛋白的提取工藝,可為黃芪下腳料蛋白的后續研究奠定一定的基礎。

1 材料與方法

1.1 材料與儀器

本實驗采用的黃芪下腳料均為同一批次產品,購于安徽亳州,產自甘肅岷縣,是黃芪藥材根部在進行產地初加工時被切藥機制成黃芪飲片后經4目篩分出的碎粒和碎末。用超微粉碎機粉碎后經300目篩分,制成黃芪下腳料超微粉。

牛血清白蛋白(LR) Roche公司;考馬斯亮藍G-250(AR) 國藥集團化學試劑有限公司;氫氧化鈉(AR) 西隴化工股份有限公司;鹽酸、磷酸(AR) 南京化學試劑股份有限公司;無水乙醇(AR) 無錫市亞盛化工有限公司。

HH-42數顯恒溫攪拌循環水箱 常州國華電器有限公司;PHS-3B型pH計 上海雷磁儀器廠;WFJ-15型超微粉碎機 江陰市百華粉體工程機械有限公司;KDN-08D凱氏定氮儀 上海新嘉電子有限公司;TU-1901雙光束紫外可見分光光度計 北京普析通用儀器有限公司;LXJ-ⅡB型低速大容量多管離心機 上海安亭科學儀器廠;JJ-1A數顯測速電動攪拌器 金壇市白塔新寶儀器廠;ATX224型分析天平 島津(香港)有限公司;FD-1C-50冷凍干燥機 北京博醫康實驗儀器有限公司。

1.2 實驗方法

1.2.1 黃芪下腳料蛋白提取的一般工藝 精確稱取一定量黃芪下腳料超微粉,加入一定料液比的蒸餾水,用1 mol·L-1的氫氧化鈉調節pH,在一定溫度條件下恒溫攪拌浸提一定時間,其中每隔30 min調節一次pH,維持提取液pH穩定。4000 r·min-1離心15 min得上清液,用1 mol·L-1的鹽酸調節上清液的pH至黃芪下腳料蛋白的等電點,待蛋白質以絮狀沉淀到杯底后,放入冰箱中冷藏靜置過夜,使蛋白質進一步沉淀。4000 r·min-1離心10 min,收集沉淀,用95%乙醇洗滌沉淀,至離心(4000 r·min-1、10 min)后上清液顏色為無色[17],冷凍干燥,即得黃芪下腳料蛋白成品。

1.2.2 單因素實驗 分別考察料液比、提取溫度、pH、提取時間和提取次數對蛋白提取率的影響,每組實驗重復3次,取平均值。

1.2.2.1 液料比對黃芪下腳料蛋白提取率的影響 在固定提取溫度60 ℃、pH9.0、提取時間3 h的條件下攪拌提取一次,考察不同液料比(20∶1、30∶1、40∶1、50∶1、60∶1、70∶1 mL·g-1)對黃芪下腳料蛋白提取率的影響。

1.2.2.2 提取溫度對黃芪下腳料蛋白提取率的影響 在固定料液比50∶1 (mL·g-1)、pH9.0、提取時間3 h的條件下攪拌提取一次,考察不同提取溫度(30、40、50、60、70、80 ℃)對黃芪下腳料蛋白提取率的影響。

1.2.2.3 pH對黃芪下腳料蛋白提取率的影響 在固定提取溫度60 ℃、液料比50∶1 (mL·g-1)、提取時間3 h的條件下攪拌提取一次,考察不同pH(8、9、10、11、12、13)對黃芪下腳料蛋白提取率的影響。

1.2.2.4 提取時間對黃芪下腳料蛋白提取率的影響 在固定提取溫度60 ℃、液料比50∶1 (mL·g-1)、pH12的條件下攪拌提取一次,考察不同提取時間(1、2、3、4、5、6 h)對黃芪下腳料蛋白提取率的影響。

1.2.2.5 提取次數對黃芪下腳料蛋白提取率的影響 在固定提取溫度60 ℃、液料比50∶1 (mL·g-1)、pH12、提取時間4 h的條件下,考察不同提取次數(1、2、3次)對黃芪下腳料蛋白提取率的影響[18]。

1.2.3 響應曲面實驗設計 根據Box-Behnken原理設計實驗,結合上述單因素影響實驗結果,選取提取溫度、液料比、pH、提取時間4個影響因素,以蛋白提取率為考察指標,在單因素實驗的基礎上,確定響應面實驗的因素和水平,見表1,每個因素低、中、高水平分別以-1、0、1進行編碼[19]。

表1 Box-Behnken實驗因素水平表Table 1 Level of experimental factors in Box-Behnken design

1.3 分析方法

1.3.1 黃芪下腳料中蛋白含量測定 參照GB 5009.5-2010《食品中蛋白質的測定》(凱氏定氮法)[20],測定出黃芪下腳料中蛋白質的含量為10.74%±0.13%。

1.3.2 標準曲線的制作 標準蛋白溶液:精確稱取一定量牛血清白蛋白,配成120 μg·mL-1。考馬斯亮藍G-250溶液:精確稱取100mg考馬斯亮藍G-250,溶于50 mL 95%乙醇中,加入100 mL 85%(w·v-1)的磷酸,用蒸餾水定容到1000 mL棕色容量瓶中,貯存在棕色瓶中于4 ℃下避光保存[21]。取6支具塞試管并編號1、2、3、4、5、6,各加入0、0.2、0.4、0.6、0.8和1.0 mL牛血清白蛋白標準溶液,2至6號試管用蒸餾水補足至1.0 mL,1號試管加入2 mL蒸餾水。2至6號試管各加入5 mL考馬斯亮藍G-250溶液,1號試管加入10 mL考馬斯亮藍G-250溶液,振蕩搖勻3 min,于595 nm處,以1號試管中的溶液作參比,測定紫外吸光度。以牛血清白蛋白含量(μg·mL-1)為橫坐標,吸光度為縱坐標,繪制標準曲線,得回歸方程y=0.0061x+0.0234,R2=0.9991。

1.3.3 黃芪下腳料蛋白等電點測定 精確稱取10.000 g黃芪下腳料超微粉,按40∶1 (mL·g-1)的料液比加入蒸餾水,調pH至12.0,在70 ℃的恒溫水浴箱中攪拌提取4 h。離心(4000 r·min-1、15 min),分別取上清液9份各20 mL,用1 mol·L-1的鹽酸調pH至2.0、2.5、3.0、3.5、4.0、4.5、5.0、5.5、6.0,靜置1 h,離心(4000 r·min-1、10 min),將上清液定容至50 mL,通過考馬斯亮藍染料比色法于 595 nm波長下測紫外吸光度,根據標準曲線計算上清液中蛋白質的質量,利用公式(1)計算黃芪下腳料蛋白的沉淀率,上清液中蛋白沉淀率最大值對應的pH即為黃芪下腳料蛋白的等電點。[22]

沉淀率(%)=(酸沉淀前上清液中蛋白質的質量-酸沉淀后上清液中蛋白質的質量)/酸沉淀前上清液中蛋白質的質量×100

式(1)

1.3.4 蛋白提取率的測定 蛋白提取率(%)=提取液中的蛋白質量(g)/原料中的蛋白質量(g)×100。提取液中的蛋白質量通過考馬斯亮藍染料比色法測定[23],原料中的蛋白質量采用凱氏定氮法測定[20]。

1.3.5 數據統計分析 每個樣品重復測定3次,用Microsoft Office Excel 2007數據處理軟件求出平均值和標準誤差,數據用均值±標準偏差(x±s)表示。利用Designexpert 8.0.5.0軟件進行響應面數據分析和SPSS 22.0進行方差分析。

2 結果與分析

2.1 黃芪下腳料蛋白等電點測定

由圖1可知,黃芪下腳料蛋白的沉淀率隨著pH的升高而上升,在達到pH3.5后顯著下降。故黃芪下腳料蛋白在pH3.5時沉淀率達到最大值,此時其蛋白溶解度最小,也就是它的等電點。

圖1 黃芪下腳料蛋白等電點測定Fig.1 Isoelectric point of protein from Astragali radix waste

2.2 單因素實驗

2.2.1 料液比對黃芪下腳料蛋白提取率的影響 圖2結果表明,提取率隨著料液比的增加而增加,可能是因為料液比較小時,提取體系的黏度過大,不利于物料擴散,導致蛋白質溶出速率小,隨著料液比的增加,黃芪下腳料與提取液接觸面積越大,蛋白不斷溶出。當液料比為50∶1 (mL·g-1)時,提取率達到最大,液料比繼續增加,提取率基本不變。說明在液料比在50∶1 (mL·g-1)時,蛋白已充分溶解出來,故選較優液料比為50∶1 (mL·g-1)。

圖2 液料比對黃芪下腳料蛋白提取率的影響Fig.2 Effect of solvent/solid ratio on the extraction rate of protein from Astragali radix waste

2.2.2 提取溫度對黃芪下腳料蛋白提取率的影響 從圖3可以看出,提取溫度在30～60 ℃之間,黃芪下腳料蛋白提取率隨著提取溫度的升高而升高,當提取溫度大于60 ℃后,提取率有略微的下降?？赡茈S著提取溫度升高,溶液的黏度降低,蛋白分子的熱運動開始加強,分子間的相互作用減弱[18],使得蛋白溶解度增加,蛋白提取率提高,溫度60 ℃時提取率達到最高,所以最佳提取溫度為60 ℃。

圖3 提取溫度對黃芪下腳料蛋白提取率的影響Fig.3 Effect of extraction temperature on the extraction rate of protein from Astragali radix waste

2.2.3 pH對黃芪下腳料蛋白提取率的影響 從圖4結果可以看出,在pH為8～12的范圍內,提取率隨著pH的增大而增大,可能是因為在較低的堿性環境中,黃芪下腳料蛋白和水的結合能力增加,蛋白的溶解度增加。在pH為12時,提取率達最大,此時蛋白溶解較充分,繼續升高pH,提取率不再增加,故而選擇較優pH為12。

圖4 pH對黃芪下腳料蛋白提取率的影響Fig.4 Effect of pH on the extraction rate of protein from Astragali radix waste

2.2.4 提取時間對黃芪下腳料蛋白提取率的影響 圖5結果表明,提取率隨著提取時間的延長而增加,當提取時間超過4 h后,提取率增幅變緩,可能是隨著時間的延長,蛋白能夠充分的溶解,提取一定時間后,蛋白的溶解基本達到最大,再延長時間也無法溶解更多蛋白,故而較優的提取時間為4 h。

圖5 提取時間對黃芪下腳料蛋白提取率的影響Fig.5 Effect of extraction time on the extraction rate of protein from Astragali radix waste

2.2.5 提取次數對黃芪下腳料蛋白提取率的影響 對該實驗結果進行單因素方差分析,結果表明,提取1次和提取2次對提取率的影響有顯著性差異,提取2次和提取3次對提取率的影響無顯著性差異。從圖6中可看出,提取2次比提取1次的提取率顯著增加,提取2次之后,繼續增加提取次數,提取率基本不再增加,故而,較優提取次數為提取2次。

圖6 提取次數對黃芪下腳料蛋白提取率的影響Fig.6 Effect of extraction times on the extraction rate of protein from Astragali radix waste注：a表示有顯著性差異，b表示無顯著性差異。

2.3 響應面法優化提取條件

2.3.1 響應面實驗設計及結果 利用Design-Expert 8.0.5.0軟件對表2數據進行多元回歸擬合,得到蛋白提取率(Y)對溫度(A)、料液比(B)、pH(C)和時間(D)四個因素的二次多項回歸模型為:Y=45.74+2.20A-2.01B+2.76C+1.71D-0.98AB-1.62AC+0.81AD+0.40BC+1.68BD-2.28CD-3.38A2-3.00B2-3.42C2-1.75D2

表2 實驗設計及結果Table 2 Box-Behnken design and results

對上述模型進行方差分析,結果見表3。由表3可知,該模型達到極顯著水平(p<0.01),失擬項不顯著(p>0.05),并且該模型的決定系數R2=0.9574,校正決定系數R2=0.9148,說明建立的模型能夠解釋91.48%響應值的變化,回歸方程的擬合度很高,可以用此模型來分析和預測堿法提取黃芪下腳料蛋白的工藝結果。

表3 回歸方程方差分析表Table 3 Analysis of variance for the fitted regression model

注:**差異極顯著(p<0.01);*差異顯著(p<0.05)。

方差分析結果還表明,回歸方程的一次項A、B、C、D影響極顯著(p<0.01),交互項AC和BD影響顯著(p<0.05),CD影響極顯著(p<0.01),平方項均達到極顯著水平(p<0.01),由此可見,提取溫度、料液比、pH和提取時間對黃芪下腳料蛋白的提取率都有極顯著的影響。方差分析中各因素的F值可以反映各因素對于實驗指標的影響大小,F越大,影響效果越大[24]。從表3可知,FC(66.23)>FA(41.79)>FB(35.19)>FD(25.29),因此,各因素對黃芪下腳料蛋白提取率的影響依次是pH>提取溫度>料液比>提取時間。

2.3.2 兩因素間的交互效應分析 為了進一步考察4個實驗因素的交互作用,利用Design Expert 8.0.5.0 軟件繪制出響應面圖來進行分析。響應面圖可以直觀地看出兩變量交互作用的顯著程度。如果一個響應曲面坡度相對平緩,表示其對響應值影響不大,相反,如果一個響應曲面坡度比較陡峭,表示其對響應值影響較大[25]。圖7中等高線沿pH軸向較提取溫度軸向密集,說明pH對蛋白提取率的影響較提取溫度大,等高線中心點為兩者的最優值,表3中,提取溫度與pH交互作用p=0.0154<0.05,并且圖7中響應曲面坡度比較陡峭,說明提取溫度與pH對蛋白提取率有顯著影響。圖8中,等高線沿料液比軸向較提取時間軸向密集,說明料液比對蛋白提取率的影響較提取時間大,等高線中心點為兩者的最優值,表3中,液料比與提取時間交互作用p=0.0129<0.05,并且圖8中響應曲面坡度比較陡峭,說明料液比與提取時間對蛋白提取率有顯著影響。圖9中,等高線沿pH軸向較提取時間軸向密集,說明pH對蛋白提取率的影響較提取時間大,等高線中心點為兩者的最優值,表3中,pH與提取時間交互作用p=0.0017<0.01,并且圖9中響應曲面坡度陡峭,說明pH與提取時間對蛋白提取率有極顯著影響。

圖7 提取溫度與pH對黃芪下腳料蛋白提取率影響的響應面與等高線Fig.7 Response surface and contour plot showing the effect of extraction temperature and pH on the extraction rate of protein from Astragali radix waste

圖8 料液比與提取時間對黃芪下腳料蛋白提取率影響的響應面與等高線Fig.8 Response surface and contour plot showing the effect of solvent/solid ratio and extraction time on the extraction rate of protein from Astragali radix waste

圖9 pH與提取時間對黃芪下腳料蛋白提取率影響的響應面與等高線Fig.9 Response surface and contour plot showing the effect of pH and extraction time on the extraction rate of protein from Astragali radix waste

2.3.3 最佳條件優化及驗證結果 利用Design Expert 8.0.5.0軟件對實驗模型進行分析,得到最佳提取工藝條件為提取溫度63.54 ℃、液料比47.03∶1 (mL·g-1)、pH12.20、提取時間4.29 h,在此條件下提取2次,黃芪下腳料蛋白提取率的最大理論值為46.96%?？紤]實際操作情況,確定黃芪下腳料蛋白的最佳提取工藝為提取溫度64 ℃、料液比47∶1 (mL·g-1)、pH12.0、提取時間4.3 h,提取2次。為了確定建立的模型與實驗結果是否相符,進行3組平行實驗,實測平均提取率為47.03%±0.78%,表明該回歸模型具有較好的預測性能,可用于指導生產實踐。

3 結論

凱氏定氮法測得黃芪下腳料的蛋白含量為10.74%±0.13%,蛋白質含量較為豐富,具有較大的開發利用前景。優化得到黃芪下腳料蛋白的最佳提取工藝條件為:提取溫度64 ℃、料液比為47∶1 (mL·g-1)、pH12.0、提取時間4.3 h,提取2次,提取率的理論最大值為46.96%,實測平均提取率為47.03±0.78%,表明該模型具有較好的預測性能。本研究系統地研究了黃芪下腳料蛋白的提取工藝,得出的最優提取條件可用于指導生產實踐,為工業化生產黃芪下腳料蛋白及其后續的研究奠定一定的基礎,實現黃芪下腳料的廢物再利用。

[1]國家藥典委員會. 中華人民共和國藥典一部[M]. 2015年版. 北京:中國醫藥科出版社,2015:302-303.

[2]熊明彪. 黃芪的藥理作用及臨床研究進展[J]. 亞太傳統醫藥,2013,9(10):70-71.

[3]張霞. 黃芪化學成分及藥理作用概述[J]. 實用中醫藥雜志,2013,29(7):608.

[4]趙復中,莊碧年. 黃芪中氨基酸分析[J]. 南京醫科大學學報,1995,15(2):270-271.

[5]楊向竹,薛慧清,馮前進,等. HQ0805對小鼠淋巴細胞體外活化的抑制作用[J]. 山西中醫,2009,25(8):45-46.

[6]楊向竹,薛慧清,馮前進,等. 黃芪糖蛋白對T淋巴細胞增殖活性的影響[J]. 上海中醫藥大學學報,2009,23(5):66-68.

[7]李敏,閆帥,薛慧清. 黃芪蛋白組分的抗氧化性測定[J]. 世界中西醫結合雜志,2015,10(5):642-644.

[8]陳靜怡,肖厚榮,楊紅,等.酶法提取牛骨膠原蛋白研究[J]. 蚌埠學院學報,2016,5(6):32-35.

[9]候兆乾,劉鑫陽,史超,等. 凍融法和超聲破碎法提取螺旋藻中藻藍蛋白的工藝研究[J]. 2017,38(2):69-75.

[10]孫雁,任發政,范金波,等.堿法制備蠶蛹蛋白浸提條件的優化[J]. 農業工程學報,2009,25(2):285-289.

[11]江愛芝,王燕.米糠蛋白提取方法的研究進展[J]. 農產品加工(創新版)，2009(10):35-37.

[12]李加興,向東,周炎輝,等.堿提酸沉法提取黃秋葵籽蛋白的工藝條件優化[J]. 2013,34(20):23-26.

[13]Ferreira S L,Bruns R E,Ferreira H S,et al. Box-Behnken design:an alternative for the optimization of analytical methods[J]. Anal Chim Acta,2007,597(2):179-186.

[14]Xu Y,Hall C,Wolf-hall C. Antifungal activity stability of flaxseed protein extract using response surface methodology[J]. J Food Sci,2008,73(1):9-14.

[15]Zhong M,Huang KL,Zeng JG,et al. Optimization of microwave-assisted extraction of protopine and allocryptopine from stems ofMacleayacordata(Willd)R. Br. using response surface methodology[J]. J Sep Sci,2010,33(14):2160-2167.

[16]Guan X,Yao HY. Optimization of Viscozyme L-assisted extraction of oat bran protein using response surface methodology[J]. Food Chemistry,2008,106(1):345-351.

[17]李佳,徐慧,劉建軍,等. 響應面法優化芝麻蛋白的提取工藝[J]. 中國釀造,2016,35(4):140-144.

[18]趙節昌. 響應面法優化酸棗仁蛋白提取工藝[J]. 食品科學,2013,34(16):134-138.

[19]李志西,杜雙奎. 實驗優化設計與統計分析[M]. 北京:科學出版社,2010:212-243.

[20]GB 5009.5-2010.食品中蛋白質的測定[S]. 2010.

[21]曹穩根,焦慶才,劉茜,等.考馬斯亮藍顯色劑變色反應機理的研究[J]. 化學學報,2002,60(9):1656-1661.

[22]陳貴堂,王麗敏,姚舒愉,等.灰樹花子實體多糖和蛋白的同步提取工藝優化[J]. 食品科技,2014,39(7):248-251.

[23]張永華. 食品分析[M]. 北京:中國輕工業出版社,2011.

[24]刁亞,沈和定,程知慶等. 響應面法優化堿性蛋白酶提取瘤背石磺肌肉蛋白[J]. 食品工業科技,2015,36(16):227-231.

[25]岳喜慶,鮑宏宇,于娜,等. 響應面法優化卵黃蛋白質提取工藝[J]. 食品研究與開發,2011,32(4):48-52.

OptimizationofproteinextractionfromAstragaliradixwastebyresponsesurfacemethodology

HUANGHao,QINGao-yi-xin,CHENGui-Tang*,QIGuo-hong,CHENGShu-jie,YANGZhi-ping

(College of Engineering,China Pharmaceutical University,Nanjing 211198,China)

In order to further research on its activity and providing scientific basis for its resource development and utilization,we determine the best extraction technology ofAstragaliradixwaste protein,making waste into treasure ofAstragaliradixwaste. The effects of extraction temperature,solvent/solid ratio,pH,extraction time and extraction times on the extraction rate ofAstragaliradixwaste were investigated by single factor test. In addition,the extraction conditions were optimized by response surface methodology. Results showed that the protein content ofAstragaliradixwaste was 10.74%±0.13% by kjeldahl method. The optimal extraction conditions ofAstragaliradixwaste protein were as follows:the extraction temperature was 64 ℃,the solvent/solid ratio was 47∶1 (mL·g-1),pH was 12.0 and extraction time was 4.3 h. Under this condition,the theoretical maximum of extraction rate was 46.96%,and the experimental value was 47.03%±0.78%. The extraction condition ofAstragaliradixwaste protein optimized by response surface methodology was accurate and reliable and the regression model has good predictive performance,which can guide the production practice and provide some technical reference for industrial production ofAstragaliradixwaste protein.

Astragaliradixwaste;protein;alkali extraction and acid precipitation;response surface methodology

2017-05-08

黃浩(1993-), 男，碩士研究生,研究方向：食品與藥物分析，E-mail:huanghao1993@126.com。

*通訊作者:陳貴堂(1977-), 男，博士,副教授，研究方向：營養與功能性食品學，E-mail:caucgt@163.com。

中國藥科大學中央高校基本科研業務費重點項目(2016ZZD001)。

TS201.1

B

1002-0306(2017)23-0170-07

10.13386/j.issn1002-0306.2017.23.032