复合酶辅助超声波提取菊苣根总黄酮的工艺优化及其抗氧化活性

陈永平 张艺鏻 吴雨龙 汪振炯 王仁雷 华春

陈永平,张艺鏻,吴雨龙,等. 复合酶辅助超声波提取菊苣根总黄酮的工艺优化及其抗氧化活性[J]. 食品工业科技,2021,42(8):164−171. doi:  10.13386/j.issn1002-0306.2020060184
引用本文: 陈永平,张艺鏻,吴雨龙,等. 复合酶辅助超声波提取菊苣根总黄酮的工艺优化及其抗氧化活性[J]. 食品工业科技,2021,42(8):164−171. doi:  10.13386/j.issn1002-0306.2020060184
CHEN Yongping, ZHAGN Yilin, WU Yulong, et al. Optimization of Extraction Technology and Antioxidant Activity of Total Flavonoids from Roots of Cichorium Intybus L. by Ultrasonic Assisted with Complex Enzyme[J]. Science and Technology of Food Industry, 2021, 42(8): 164−171. (in Chinese with English abstract). doi:  10.13386/j.issn1002-0306.2020060184
Citation: CHEN Yongping, ZHAGN Yilin, WU Yulong, et al. Optimization of Extraction Technology and Antioxidant Activity of Total Flavonoids from Roots of Cichorium Intybus L. by Ultrasonic Assisted with Complex Enzyme[J]. Science and Technology of Food Industry, 2021, 42(8): 164−171. (in Chinese with English abstract). doi:  10.13386/j.issn1002-0306.2020060184

复合酶辅助超声波提取菊苣根总黄酮的工艺优化及其抗氧化活性

doi: 10.13386/j.issn1002-0306.2020060184
基金项目: 国家高技术研究发展计划(2012AA021701);国家自然科学基金(21376112);江苏省自然科学基金(BK20141081);江苏省高校重点建设实验室项目(苏教科[2016]8);江苏省高等学校大学生创新创业训练计划项目(201911460020Z);南京晓庄学院青年专项(2019NXY47)。
详细信息
    作者简介:

    陈永平(1994−),男,硕士研究生,研究方向:植物生理生化,E-mail:chenyp_1106@163.com

    通讯作者:

    吴雨龙(1980−),男,博士,高级实验师,研究方向:动物生理生化,E-mail:wuyl_8080@163.com

    华春(1963−),女,本科,教授,研究方向:植物生理生化,E-mail:hc3501988@163.com

  • 中图分类号: TS255.1

Optimization of Extraction Technology and Antioxidant Activity of Total Flavonoids from Roots of Cichorium Intybus L. by Ultrasonic Assisted with Complex Enzyme

  • 摘要: 目的:菊苣根总黄酮提取工艺条件的优化,并探究其体外抗氧化能力。方法:在单因素实验基础上,选用Box-Behnken试验设计方法,建立以超声时间、液料比、酶解时间、超声功率和复合酶(纤维素酶与果胶酶)的用量为自变量,菊苣根总黄酮得率为因变量的二次回归模型。根据菊苣根总黄酮对ABTS自由基和DPPH自由基的清除效果来判断其体外抗氧化能力。结果:复合酶辅助超声波法提取菊苣根总黄酮的最佳工艺条件为:复合酶用量2.2%、液料比37:1 mL/g、酶解时间66 min、超声功率59 W、超声时间24 min,在此条件下总黄酮得率为5.43 ± 0.12 mg/g。当提取的总黄酮溶液浓度为0.1 mg/mL时,对DPPH、ABTS自由基的清除率分别为84.45%和98.18%,IC50值分别为0.04和0.021 mg/mL。结论:本研究利用响应面法优化了菊苣根总黄酮的提取工艺,建立了总黄酮得率的模拟回归方程,可用于菊苣根总黄酮提取工艺的参数优化。菊苣根总黄酮有着较好的体外抗氧化活性,可用于食品添加剂和开发新的抗氧化药物。
  • 图  1  复合酶用量对菊苣根总黄酮得率的影响

    Figure  1.  Effect of compound enzyme dosage on extraction yield of total flavonoids from chicory roots

    图  2  液料比对菊苣根总黄酮得率的影响

    Figure  2.  Effect of liquid-Solid ratio on the extraction yield of total flavonoids from chicory roots

    图  3  酶解时间对菊苣根总黄酮得率的影响

    Figure  3.  Effect of enzymolysis time on the extraction yield of total flavonoids from chicory roots

    图  4  酶解温度对菊苣根总黄酮得率的影响

    Figure  4.  Effect of enzymolysis temperature on the extraction yield of total flavonoids from chicory roots

    图  5  超声功率对菊苣根总黄酮得率的影响

    Figure  5.  Effect of ultrasonic power on the extraction yield of total flavonoids from chicory roots

    图  6  超声时间对菊苣根总黄酮得率的影响

    Figure  6.  Effect of ultrasonic time on the extraction yield of total flavonoids from chicory roots

    图  7  菊苣根总黄酮得率两因素交互影响的响应面图

    Figure  7.  Response surface plots for the pairwise effects on the extraction yield of total flavonoids from chicory roots

    图  8  不同浓度总黄酮对DPPH自由基的清除率

    Figure  8.  DPPH free radical scavenging rate by total flavonoids of different concentrations

    图  9  不同浓度总黄酮对ABTS+自由基的清除率

    Figure  9.  ABTS+free radical scavenging rate by total flavonoids of different concentrations

    表  1  Box-Behnken试验设计

    Table  1.   Box-Behnken test design

    水平因素
    A复合酶
    用量(%)
    B液料比
    (mL/g)
    C超声时
    间(min)
    D超声功
    率(W)
    E酶解时
    间(min)
    −11.520:1205040
    02.030:1256060
    12.540:1307080
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    表  2  Box-Behnken设计的各因素水平及响应值

    Table  2.   Experimental design and response results of Box-Behnken design

    实验号因素总黄酮得
    率(mg/g)
    ABCDE
    1100015.08
    2000−1−14.73
    3000005.31
    40−100−14.11
    50−10014.40
    601−1005.25
    7−1000−14.57
    8000005.36
    91000−14.55
    10001104.44
    110001−14.40
    120−1−1004.38
    13010105.08
    1400−1014.95
    15010−105.20
    1600−1104.74
    17−10−1004.68
    18010015.30
    19000005.29
    20000−114.98
    21011004.76
    22001014.99
    23100104.64
    24110005.21
    250−11004.09
    26100−104.97
    27000005.25
    280−10104.36
    29−100104.53
    30000114.95
    31101004.73
    32−110005.02
    3300−1−104.74
    34001−104.56
    35−101004.43
    36−100014.56
    37−100−104.30
    38000005.39
    391−10004.56
    40−1−10004.03
    41000005.23
    420100−14.70
    430010−14.33
    440−10−104.45
    4500−10−14.55
    4610−1005.01
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    表  3  响应面试验回归模型方差分析

    Table  3.   Anovariance analysis of regression model

    方差来源平方和自由度均方FP显著性
    模型6.03200.3030.50< 0.0001**
    A0.4310.4343.73< 0.0001**
    B2.3612.36238.34< 0.0001**
    C0.2410.2424.54< 0.0001**
    D0.03910.0393.950.0581
    E0.6710.6767.60< 0.0001**
    AB0.02910.0292.920.0997
    AC2.250E-00412.250E-0040.0230.8813
    AD0.07810.0787.930.0093**
    AE0.07310.0737.370.0118*
    BC0.01010.0101.010.3242
    BD2.250E-00412.250E-0040.0230.8813
    BE0.02410.0242.430.1316
    CD3.600E-00313.600E-0030.360.5516
    CE0.01710.0171.710.2029
    DE0.02310.0232.280.1439
    A20.8710.8787.92< 0.0001**
    B20.8610.8686.56< 0.0001**
    C20.9810.9899.44< 0.0001**
    D20.7810.7878.90< 0.0001**
    E20.7510.7575.42< 0.0001**
    残差0.25259.886E-003
    失拟值0.23200.0112.980.1149
    纯误差0.01953.830E-003
    总离差6.2845
    R20.9606
    Adj R20.9291
    注:*表示差异显著(P<0.05),**表示差异极显著(P<0.01)。
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  • 收稿日期:  2020-06-15
  • 网络出版日期:  2021-04-06

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