統(tǒng)計(jì)學(xué)分析方法在普魯蘭發(fā)酵培養(yǎng)基優(yōu)化中的應(yīng)用

張益波, 趙藝, 柴玉爽, 韓微, 薛雪,王菲, 王愛敏, 逯家輝, 滕利榮＊

(1.吉林大學(xué)生命科學(xué)學(xué)院吉林長春 130012;2.吉林大學(xué)珠海學(xué)院廣東珠海 519041)

統(tǒng)計(jì)學(xué)分析方法在普魯蘭發(fā)酵培養(yǎng)基優(yōu)化中的應(yīng)用

張益波1, 趙藝2, 柴玉爽1, 韓微1, 薛雪1,王菲1, 王愛敏1, 逯家輝1, 滕利榮＊1

(1.吉林大學(xué)生命科學(xué)學(xué)院吉林長春 130012;2.吉林大學(xué)珠海學(xué)院廣東珠海 519041)

為了得到普魯蘭發(fā)酵的最佳培養(yǎng)基,在單因子實(shí)驗(yàn)的基礎(chǔ)上,應(yīng)用Plackett-Burman設(shè)計(jì)法對影響普魯蘭發(fā)酵的基本培養(yǎng)基組分中的關(guān)鍵因子進(jìn)行了優(yōu)選,并進(jìn)一步采用響應(yīng)面分析法(Response Surface M ethodology,RSM)對影響普魯蘭產(chǎn)量的關(guān)鍵因素最佳水平范圍作了深入的研究。實(shí)驗(yàn)結(jié)果表明:影響普魯蘭產(chǎn)量的關(guān)鍵因素為:葡萄糖、酵母粉和NaCl的濃度。通過RSM模型的擬合和推算得到在葡萄糖、酵母粉和NaCl質(zhì)量濃度分別5.675、0.405、0.0815 g/dL時(shí),此時(shí)模型預(yù)測發(fā)酵最佳的產(chǎn)量為32.071 44 g/L,驗(yàn)證值為32.16 g/L,預(yù)測值與驗(yàn)證值之間吻合較好,比原始培養(yǎng)基提高了約5倍。

普魯蘭產(chǎn)生菌;Plackett-Burman設(shè)計(jì)法;響應(yīng)面法(RSM)

出芽短梗霉(Aureobasidium pullulans)是一種多形態(tài)真菌,在其酵母狀細(xì)胞內(nèi)可分泌一種短梗霉多糖,又稱普魯蘭(Pullulan)[1],其分子由麥芽三糖以α-1,6-糖苷鍵連接而成。由于普魯蘭具有可食性、無毒害、無污染、可塑性好等特點(diǎn),在食品,醫(yī)藥,輕工業(yè)生產(chǎn)等方面具有廣泛的應(yīng)用前景[2,4]。在國外,普魯蘭的研究和生產(chǎn)早已成為熱點(diǎn)[5],中國內(nèi)普魯蘭的發(fā)酵生產(chǎn)研究處于起步階段,對普魯蘭發(fā)酵進(jìn)行培養(yǎng)基的優(yōu)化的研究較少。為了獲得較高的普魯蘭產(chǎn)量和普魯蘭發(fā)酵過程中培養(yǎng)基因子之間的影響進(jìn)行研究,我們進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)學(xué)分析方法的優(yōu)化。

Plackett-Burman設(shè)計(jì)法是一種兩水平的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的經(jīng)典方法。它可以利用最少的實(shí)驗(yàn)次數(shù),從眾多的考察因素中快速有效地篩選出主要的因子,被廣泛地用于因子主效應(yīng)的估計(jì)中[6]。響應(yīng)曲面法(Response Surface Methodology,RSM)是一種優(yōu)化生物過程的綜合技術(shù),該法可以建立連續(xù)變量曲面模型,在建立可靠模型的基礎(chǔ)上對影響生物產(chǎn)量的因子水平及其交互作用進(jìn)行優(yōu)化與評價(jià),它可快速有效的確定生物過程的最佳條件,該法在各種探索工藝的優(yōu)化實(shí)踐中被廣泛應(yīng)用[7-10]。

本研究利用 Plackett-Burman和響應(yīng)曲面法(Response Surface Methodology,RSM)等統(tǒng)計(jì)學(xué)的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)方法確定及優(yōu)化普魯蘭菌深層發(fā)酵的培養(yǎng)基,以期得到最佳的培養(yǎng)基,增加普魯蘭產(chǎn)生菌發(fā)酵過程中的普魯蘭產(chǎn)量,為后續(xù)放大發(fā)酵培養(yǎng)和普魯蘭的廣泛應(yīng)用提供依據(jù)。

1 材料與儀器

1.1 實(shí)驗(yàn)菌株

菌種:普魯蘭產(chǎn)生菌 A TCC16623,購于A TCC。

1.2 主要試劑

蒽酮,濃硫酸,葡萄糖,酵母粉等試劑均為分析純,購于國藥集團(tuán)。

1.3 培養(yǎng)基

固體培養(yǎng)基:PDA培養(yǎng)基。

液體培養(yǎng)基(g/dL):葡萄糖 5,磷酸二氫鉀0.6,酵母粉0.3,硫酸銨0.06,七水合硫酸鎂0.02,氯化鈉0.05,p H 6.0,120℃滅菌30 min。

1.4 實(shí)驗(yàn)儀器

SHB-III型循環(huán)水式多用真空泵:鄭州長城科工貿(mào)公司產(chǎn)品,PX-150-Z恒溫?fù)u床:上海躍進(jìn)醫(yī)療器械廠生產(chǎn),SAN YO全自動(dòng)高溫滅菌器:日本,101A-2E電熱恒溫干燥箱:上海實(shí)驗(yàn)儀器廠生產(chǎn),電子分析天平(d=0.001 g):德國賽多利斯公司產(chǎn)品,752紫外可見分光光度計(jì):上海分析儀器廠產(chǎn)品。

2 實(shí)驗(yàn)方法

2.1 普魯蘭產(chǎn)量的計(jì)算

將深層發(fā)酵得到的發(fā)酵液抽濾、離心后留上清液;4℃,體積分?jǐn)?shù)80%醇沉過夜,離心去上清液,不容物烘干后用適量的水溶解,使用蒽酮-硫酸法[11]測定普魯蘭的含量。

2.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

2.2.1 起始發(fā)酵培養(yǎng)基的確定 以葡萄糖5 g/dL,KH2PO40.6 g/dL,酵母粉 0.3 g/dL,(NH4)2SO40.06 g/dL,M gSO4·7H2O 0.2 g/dL,NaCl 0.05 g/dL為基本培養(yǎng)基進(jìn)行單因子碳源、氮源種類和濃度,無機(jī)鹽濃度的優(yōu)化研究。發(fā)酵條件為[12]:接種體積分?jǐn)?shù)為4%,發(fā)酵溫度為28 ℃,搖床轉(zhuǎn)速為120 r/min,發(fā)酵96 h。

2.2.2 影響普魯蘭產(chǎn)量主要因素的確定 用Plackett-Burman試驗(yàn)設(shè)計(jì)確定起始培養(yǎng)基中6種成分對普魯蘭產(chǎn)量的影響進(jìn)行研究,以回歸分析的方法確定影響較大的因子。依據(jù)已確定的起始發(fā)酵培養(yǎng)基,選取培養(yǎng)基的6種成分作為6個(gè)因素進(jìn)行考察。本試驗(yàn)采用N=12 Plackett-Burman設(shè)計(jì),并余留2個(gè)空項(xiàng)作為誤差分析[13]。

2.2.3 中心組合優(yōu)化培養(yǎng)基的確定 根據(jù)Box-Benhnken的中心組合實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)原理的實(shí)驗(yàn)分析結(jié)果[15],采用響應(yīng)面分析法在三因子三水平上對普魯蘭的發(fā)酵工藝進(jìn)行優(yōu)化。選取響應(yīng)值為普魯蘭產(chǎn)量,自變量為顯著因子水平,得到響應(yīng)面的二階經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ?

式中:Y為模型響應(yīng)值,即普魯蘭常量,b為回歸系數(shù),xi為自變量的編碼水平,它與自變量真實(shí)值Xi的關(guān)系為:

式中:Xi0為實(shí)驗(yàn)中心點(diǎn)處自變量的真實(shí)值,ΔXi為自變量變化步長。

3 結(jié)果與討論

3.1 單因子實(shí)驗(yàn)結(jié)果

3.1.1 碳源和氮源種類的選擇 培養(yǎng)基其它成分和含量不變選取不同種類的碳源和氮源進(jìn)行實(shí)驗(yàn)。

圖1 碳源和氮源種類對普魯蘭產(chǎn)量的影響Fig.1 Effects of carbon and nitrogen sources on Pullulan production

從圖1(a)中可以看出在其它培養(yǎng)基成分不變的情況下,同等質(zhì)量濃度的不同碳源在普魯蘭產(chǎn)生菌的發(fā)酵培養(yǎng)過程中,葡萄糖作為碳源對普魯蘭的產(chǎn)量最有利,所以實(shí)驗(yàn)中選擇葡萄糖為碳源。從圖1(b)中可以看出在其它培養(yǎng)基成分不變的情況下,同等質(zhì)量濃度的不同氮源在普魯蘭產(chǎn)生菌的發(fā)酵培養(yǎng)過程中,酵母粉作為碳源對普魯蘭的產(chǎn)量最有利,所以實(shí)驗(yàn)中選擇酵母粉為碳源。

3.1.2 培養(yǎng)基濃度單因子優(yōu)化的結(jié)果 以優(yōu)化后的培養(yǎng)基種類進(jìn)行培養(yǎng)基質(zhì)量濃度選擇的單因子實(shí)驗(yàn)。實(shí)驗(yàn)中分別選擇合適的范圍對葡萄糖、酵母粉、KH2PO4、(NH4)2SO4、M gSO4·7H2O 和 NaCl的質(zhì)量濃度進(jìn)行了研究,研究結(jié)果見圖3。

圖2 培養(yǎng)基質(zhì)量濃度單因子對普魯蘭產(chǎn)量的影響Fig.2 Effects of medium concentration on Pullulan production

由圖2(a)中可以看出隨著葡萄糖質(zhì)量濃度的增加,普魯蘭的產(chǎn)量表現(xiàn)為現(xiàn)增加后減小,當(dāng)葡萄糖質(zhì)量濃度為5.5 g/dL時(shí),普魯蘭的產(chǎn)量達(dá)到最大值7.47 g/L。故選擇葡萄糖質(zhì)量濃度為5.5 g/dL。圖2(b)中可以看出隨著酵母粉濃度的增加,普魯蘭的產(chǎn)量表現(xiàn)為現(xiàn)增加后減小,當(dāng)酵母粉質(zhì)量濃度為0.40 g/dL時(shí),普魯蘭的產(chǎn)量達(dá)到最大值7.97 g/L。故選擇酵母粉質(zhì)量濃度為0.40 g/dL。圖2(c)中可以看出隨著 KH2PO4濃度的增加,普魯蘭的產(chǎn)量表現(xiàn)為現(xiàn)增加后減小,當(dāng) KH2PO4濃度為0.65%時(shí),普魯蘭的產(chǎn)量達(dá)到最大值8.1 g/L。故選擇 KH2PO4質(zhì)量濃度為0.65 g/dL。圖2(d)中可以看出隨著(NH4)2SO4質(zhì)量濃度的增加,普魯蘭的產(chǎn)量表現(xiàn)為現(xiàn)增加后減小,當(dāng)(NH4)2SO4質(zhì)量濃度為0.05 g/dL時(shí),普魯蘭的產(chǎn)量達(dá)到最大值8.36 g/L。故選擇(NH4)2SO4質(zhì)量濃度為0.05 g/dL。圖2(e)中可以看出隨著M gSO4·7H2O質(zhì)量濃度的增加,普魯蘭的產(chǎn)量表現(xiàn)為現(xiàn)增加后減小,當(dāng)M gSO4·7H2O質(zhì)量濃度為0.07 g/dL時(shí),普魯蘭的產(chǎn)量達(dá)到最大值8.712g/L。故選擇M gSO4·7H2O質(zhì)量濃度為0.07 g/dL。圖2(f)中可以看出隨著NaCl質(zhì)量濃度的增加,普魯蘭的產(chǎn)量表現(xiàn)為現(xiàn)增加后減小,當(dāng)NaCl質(zhì)量濃度為0.08 g/dL時(shí),普魯蘭的產(chǎn)量達(dá)到最大值10.5 g/L。故選擇NaCl質(zhì)量濃度為0.08 g/dL。

3.2 影響普魯蘭產(chǎn)量主要因素確定的結(jié)果(Plackett–Burman Design)

應(yīng)用SAS實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)工具箱設(shè)計(jì)8因子的12次的 Plackett-Burman試驗(yàn)安排見表1,分析過程采用統(tǒng)計(jì)學(xué)上的t-檢驗(yàn)。利用SASV 9.0軟件進(jìn)行試驗(yàn)設(shè)計(jì)、數(shù)據(jù)分析。

表1 N=12 Plackett-Burman試驗(yàn)設(shè)計(jì)與結(jié)果Tab.1 Results of Plackett-Burman design experiments

實(shí)驗(yàn)中照表1的安排進(jìn)行Plackett–Burman實(shí)驗(yàn),應(yīng)用12種不同質(zhì)量濃度的培養(yǎng)基進(jìn)行普魯蘭產(chǎn)生菌的發(fā)酵培養(yǎng),分別得到對應(yīng)的普魯蘭產(chǎn)量,對 Plackett-Burman的試驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行多項(xiàng)式的回歸分析得到的方程如下:

方程擬合的相關(guān)性為R2=98.26%,表明此多項(xiàng)式方程很好的模擬和解釋了Plackett-Burman的實(shí)驗(yàn)結(jié)果。對普魯蘭發(fā)酵產(chǎn)量的 Plackett–Burman實(shí)驗(yàn)t-檢驗(yàn)結(jié)果見表2。培養(yǎng)基6個(gè)成分的t-檢驗(yàn)結(jié)果表明:葡萄糖的濃度對普魯蘭產(chǎn)量影響非常顯著(P=0.001 216),其次培養(yǎng)基中的NaCl(P=0.063 981)和酵母粉(P=0.095 956)的濃度對普魯蘭的產(chǎn)量影響顯著,其它因子的影響不顯著。由t檢驗(yàn)的結(jié)果分析看出,適當(dāng)增加這3種培養(yǎng)基成分的質(zhì)量濃度對普魯蘭的產(chǎn)量是有利的。

表2 Plackett–Burman試驗(yàn)各因素參數(shù)的 t-檢驗(yàn)分析結(jié)果Tab.2 Regression analysisand t-test of the Plackett– Burman design experiments

3.3 中心組合實(shí)驗(yàn)結(jié)果

3.3.1 預(yù)測模型的建立和回歸分析檢驗(yàn) 以單因子實(shí)驗(yàn)和Plackett–Burman實(shí)驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行三因素三水平的中心組合實(shí)驗(yàn),實(shí)驗(yàn)方案及對應(yīng)的發(fā)酵普魯蘭產(chǎn)量結(jié)果見表3。

表3 中心組合實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)和結(jié)果Tab.3 Results of the Box-Behnken design experiments

續(xù)表1

用SASV 9.0的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)工具箱對實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸擬合,并對擬合方程和相關(guān)的因子作顯著性t-檢驗(yàn)及方差分析,可以得到響應(yīng)面方程和普魯蘭產(chǎn)量的最佳發(fā)酵培養(yǎng)條件,應(yīng)用Matlab7.5進(jìn)行響應(yīng)面和等高線直觀分析圖形的制作。

經(jīng)過SASV 9.0對中心組合數(shù)據(jù)進(jìn)行處理,得到二次響應(yīng)面回歸方程為:

式中:Y為響應(yīng)值普魯蘭產(chǎn)量,X1、X2和X3分別為葡萄糖、酵母粉和NaCl濃度的編碼值。同時(shí)對擬合模型進(jìn)行方差分析,模型的方差分析結(jié)果見表4。

表4 Box-Behnken試驗(yàn)設(shè)計(jì)回歸分析結(jié)果Tab.4 Regression analysis of the Box-Behnken design experiments

續(xù)表4

從模型的方差分析結(jié)果(表4)可以看出模型的P(Pr>F)值為0.002 365,說明模型回歸非常顯著說明模型擬和得較好。此外,模型的預(yù)測值和真實(shí)值相關(guān)性高,模型的線性、平方和交互項(xiàng)回歸均非常顯著[P(Pr>F)<0.05]相關(guān)系數(shù)為R2=97.16%。這些結(jié)果表明了擬合的二次響應(yīng)面方程很好的解釋了中心組合實(shí)驗(yàn),可以用其代替真實(shí)試驗(yàn)點(diǎn)進(jìn)行普魯蘭發(fā)酵培養(yǎng)最優(yōu)條件的預(yù)測。方程中的各個(gè)因子對響應(yīng)值的影響關(guān)系可以通過t-檢驗(yàn)進(jìn)行研究,表6給出了回歸模型的系數(shù)顯著性檢驗(yàn)的結(jié)果。模型系數(shù)的顯著性t-檢驗(yàn)結(jié)果表明,回歸方程的一次項(xiàng)X1和平方項(xiàng)X1X1、X2X2、X3X3對模型的影響非常顯著[P(Pr>F)<0.01],同時(shí)回歸方程的一次項(xiàng)X2、X3和交互項(xiàng)X1X2對模型的影響顯著[P(Pr>F)<0.05]。說明了模型的因子和響應(yīng)值變化相對復(fù)雜性,不是簡單的線性關(guān)系,曲面效應(yīng)顯著。

3.3.2 普魯蘭產(chǎn)量的響應(yīng)面分析與優(yōu)化 由擬合的二次項(xiàng)方程在給定的因子范圍內(nèi)使用Matlab 9.0作圖可以得到用于分析的響應(yīng)面和等高線直觀圖,由于X1X2交互項(xiàng)的影響顯著,圖 3給出了X1、X2項(xiàng)對模型的交互作用的分析圖。

圖3 Y=f(X1,X2)的響應(yīng)面和等高線分析圖Fig.3 Y=f(X1,X2)of responsive surfaces and contours plots

從圖中可以看出,在編碼值為-1～0之間時(shí),隨著X1(葡萄糖)和X2(酵母粉)的增加,響應(yīng)值Y增加后緩慢減少。X1在低濃度時(shí),隨著X2的增加,Y值先增加后減小表現(xiàn)了非線性的關(guān)系,在X1(葡萄糖)編碼值在0.5以上時(shí),X2(酵母粉)增大時(shí),響應(yīng)值Y先增加后減少也表現(xiàn)了很強(qiáng)的非線性的關(guān)系,這與t檢驗(yàn)分析的結(jié)果中出的X1X2交互項(xiàng)對模型的影響顯著(P=0.022 21)相對應(yīng)。

響應(yīng)面的最高點(diǎn)和等高線的中心點(diǎn)在此范圍內(nèi),可以知道在所選的區(qū)域有最大的Y值。同時(shí)由二次響應(yīng)面方程可以得到極值點(diǎn)的編碼值為:X1=0.438 714,X2=0.130 984,X3=0.367 401;即為葡萄糖質(zhì)量濃度為5.675 g/dL,酵母粉質(zhì)量濃度為0.405 g/dL,NaCl質(zhì)量濃度0.0815 g/dL,此時(shí)最大的響應(yīng)值 Y(普魯蘭產(chǎn)量)為32.071 44 g/L。

3.4 驗(yàn)證實(shí)驗(yàn)

為了對模型擬合和推算的結(jié)果進(jìn)行準(zhǔn)確性的檢驗(yàn),配置模型推算的最優(yōu)普魯蘭發(fā)酵培養(yǎng)基進(jìn)行發(fā)酵實(shí)驗(yàn),三次實(shí)驗(yàn)的平均結(jié)果為32.16 g/L。與計(jì)算值的相對誤差為0.276%,在模型的允許的誤差范圍之內(nèi)。說明上述的統(tǒng)計(jì)學(xué)方法對普魯蘭生產(chǎn)的培養(yǎng)基優(yōu)化是合理可行的,模型能較好地預(yù)測實(shí)際發(fā)酵情況和結(jié)果,得到的推算結(jié)果可是在實(shí)際生產(chǎn)中應(yīng)用。

4 結(jié) 語

1)本文在單因子培養(yǎng)實(shí)驗(yàn)的基礎(chǔ)上確定了培養(yǎng)基的碳氮源種類和各種培養(yǎng)基成分的基本配比。通過Plackett–Burman試驗(yàn)對6個(gè)因子進(jìn)行了相關(guān)因素的篩選,發(fā)現(xiàn)了對普魯蘭具有顯著影響的是葡萄糖,酵母粉和NaCl。增加這3種成分的含量對普魯蘭的發(fā)酵生產(chǎn)是非常有利的。

2)以單因子確定的最優(yōu)濃度為響應(yīng)面分析的中心點(diǎn),進(jìn)行三因素三水平的響應(yīng)面分析實(shí)驗(yàn),對實(shí)驗(yàn)的結(jié)果進(jìn)行二次回歸曲線的合理擬合,并用統(tǒng)計(jì)學(xué)的方法進(jìn)行分析,尋找到了對普魯蘭產(chǎn)量影響較大的因子。經(jīng)過響應(yīng)面分析得到了最優(yōu)的培養(yǎng)基結(jié)果為:葡萄糖質(zhì)量濃度為5.675 g/dL,酵母粉質(zhì)量濃度為0.405 g/dL,NaCl質(zhì)量濃度0.0815 g/dL,(NH4)2SO4質(zhì)量濃度為0.05 g/dL,KH2PO4質(zhì)量濃度為0.65 g/dL,M gSO4·7H2O質(zhì)量濃度為0.07 g/dL,此時(shí)普魯蘭的產(chǎn)量為32.16 g/L,普魯蘭的產(chǎn)糖量明顯的提高。由此可見,利用響應(yīng)面法對普魯蘭的培養(yǎng)基進(jìn)行優(yōu)化不僅省時(shí)省力,而且科學(xué)有效。本試驗(yàn)利用該方法建立的數(shù)學(xué)模型,不僅有利于數(shù)學(xué)統(tǒng)計(jì)分析,更重要的是它能根據(jù)實(shí)際生產(chǎn)中培養(yǎng)基組分的特性,選擇培養(yǎng)基各組分的水平;同時(shí)能夠達(dá)到產(chǎn)物的最大產(chǎn)量,對不同培養(yǎng)條件下發(fā)普魯蘭產(chǎn)量的預(yù)測,有利于對普魯蘭產(chǎn)生菌發(fā)酵過程的控制,為生產(chǎn)實(shí)際提供很好的指導(dǎo)作用。

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Statistical Optimization of Fermentation Medium for Pullulan by Au reobasidium pullulans

ZHANG Yi-bo1, ZHAO Yi2, CHA I Yu-shuang1, HAN Wei1, XUE Xue1,WANG Fei1, WANG Ai-ming1, LU Jia-hui1, TENG Li-rong＊1
(1.College of Life Science,Jilin University,Chang chun 130012,China;2.Zhuhai College,Jilin University,Guangdong Zhuhai,519041,China)

In o rder to obtain the optimal medium composition for Pullulan production,statistical method was used to investigate the medium components for pullulan concentration by A ureobasidium pullulans in this study First,the Plackett-Burman design was used to evaluate the effects of six variables including glucose,yeast extract,KH2PO4,M gSO47H2O,(NH4)2SO4and NaCl.Subsequently,a three-level three-factor Box-Benhnken design was employed to determine the maximum Pullulan production at optimum concentration of glucose,yeast extract and NaCl.The optimal values of the three parameters determined by RSM were glucose 5.675%,yeast extract 0.405%and NaCl 0.0815%.The Pullulan production was 32.1g/L,and the actual experimental result was 32.16g/L.They were in well agreement and it is 5.0 folds of thePullulan production before optimization.

A ureobasid iumpullulans,plackett-burman design,response surface analysis methodology(RSM)

Q 939

A

1673-1689(2011)03-0403-07

2010-05-17

吉林大學(xué)國家級生物實(shí)驗(yàn)教學(xué)示范中心創(chuàng)新基金項(xiàng)目(ZXCX2006012)。

張益波(1982-),男,江蘇宿遷人,博士研究生,主要從事生物技術(shù)制藥的研究。

Email:zhangyb08@mails.jlu.edu.cn

＊

滕利榮(1954-),男,吉林扶余人,教授,博士研究生導(dǎo)師,主要從事生物技術(shù)制藥研究。Email:tenglr@jlu.edu.cn