姚鵬程，王 鑫，吳媛媛，徐麗萍

（1.牡丹江市食品藥品檢驗檢測中心，黑龍江牡丹江 157000；2.哈爾濱商業(yè)大學食品工程學院高校食品科學與工程重點實驗室，黑龍江哈爾濱 150076）

可溶性膳食纖維包括部分微生物多糖和合成多糖，主要是指存在于植物細胞內(nèi)的儲存物質(zhì)和分泌物[1]，它可溶解于溫、熱水，能被乙醇再沉淀且不可以被人體消化道酶消化的那部分膳食纖維，被稱為調(diào)節(jié)機體功能的“第七類營養(yǎng)素”[2]。近二三十年來，膳食纖維的保健作用日益受到重視，被各國營養(yǎng)學家認識到，膳食纖維研究在國外成為最活躍的課題之一。國外對于膳食纖維的提取主要應用物理法；在國內(nèi)，可溶性膳食纖維的傳統(tǒng)提取方法主要是化學法，包括酸法、堿法[4]。目前，國內(nèi)提取香蕉皮中可溶性膳食纖維的研究報道主要集中在化學法、酶法、酶與化學試劑結(jié)合的方法。

香蕉是世界第二大水果，約占世界水果總產(chǎn)量的17%，香蕉皮作為香蕉深加工的主要廢棄物，如果沒有被合理利用，既浪費資源又破壞環(huán)境。香蕉皮中的營養(yǎng)素含量也相對豐富，含有果膠、半纖維素、蛋白質(zhì)、維生素等[4]，若對香蕉及香蕉深加工后的香蕉皮等廢棄物進行加工處理，將會給香蕉的綜合利用提供新的途徑[5]。但在諸多產(chǎn)品中，以香蕉皮為膳食纖維原料的產(chǎn)業(yè)化研究較少，主要原因是對于香蕉皮膳食纖維的功能特性認知方面存在不足，加工技術(shù)及設備相對匱乏，從而導致香蕉皮膳食纖維的加工相對落后。所以，深入研究香蕉皮的膳食纖維結(jié)構(gòu)組成與其生理特性及其加工技術(shù)與設備的完美結(jié)合必將成為今后的研究熱點[6]。中心組合設計是國際上一種較常見的響應曲面試驗方法，中心組合設計不僅可以對各因子進行優(yōu)化，還可以對影響生物過程中的因子及其交互作用進行評價，進一步得到影響試驗過程的最佳條件[7]。試驗采用超聲波法結(jié)合酸解提取可溶性膳食纖維，并通過單因素試驗和響應曲面設計分析，建立二次回歸模型，考查了超聲時間、酸解溫度、酸解時間、磷酸體積分數(shù)、料液比對可溶性膳食纖維得率的影響。

1 材料與方法

1.1 材料與儀器

香蕉，超市購買；食用花生油，山東魯花集團有限公司提供。

濃硫酸（分析純），哈爾濱市化工試劑廠提供；無水乙醇（分析純），天津市天新精細化工開發(fā)中心提供。

DHG-9203A型電熱恒溫鼓風干燥箱，上海精宏實驗設備有限責任公司產(chǎn)品；SHZ-D（III）型循環(huán)水式多用真空泵，鞏義市予華儀器有限責任公司產(chǎn)品；MC型精密電子天平、ALC-1100.2型電子分析天平，北京賽多利斯儀器系統(tǒng)有限公司產(chǎn)品；ZDF-6090型真空干燥箱、DK-98型電子恒溫水浴箱，上海恒一科學儀器有限公司產(chǎn)品；KQ-500VDE型雙頻數(shù)控超聲波清洗器，昆山市超聲儀器有限責任公司產(chǎn)品；DK-98型電子恒溫水浴箱、R-205型旋轉(zhuǎn)蒸發(fā)儀，上海申勝生物技術(shù)有限公司產(chǎn)品；DL-5-B型低速容量離心機，上海安亭科學儀器廠產(chǎn)品。

1.2 試驗方法

1.2.1 香蕉皮的預處理

取新鮮的香蕉皮，于室溫下浸泡30 min，取出后用40℃的溫水重復洗滌3次，以除去可溶性糖和色素，烘干后粉碎，過直徑為0.35 mm的40目篩，備用。

1.2.2 可溶性膳食纖維提取的單因素試驗

稱取5份香蕉皮粉末，每份3.00 g。分別按料液比為 1∶5，1∶10，1∶15，1∶20，1∶25 （g∶mL）加入體積分數(shù)為2%，4%，6%，8%，10%的稀磷酸溶液中，置于超聲波清洗器中，超聲處理0，5，10，15，20 min，分別在 60，70，80，90，100 ℃恒溫水浴60，90，120，150，180 min，離心、抽濾，液體經(jīng)旋轉(zhuǎn)蒸發(fā)儀濃縮至原溶液體積的1/3，向濃縮液中加入4倍體積的無水乙醇，靜置2 h，固液分離后進行干燥，所得固體即為可溶性膳食纖維。計算香蕉皮中可溶性膳食纖維的得率。

1.2.3 響應曲面法優(yōu)化提取可溶性膳食纖維的工藝條件

試驗運用Box-Behnken模型，以X1，X2，X3為自變量，分別代表酸解溫度、磷酸體積分數(shù)和料液比，作為試驗過程中的考查因子；以+1，0，-1分別代表自變量的高、中、低水平，根據(jù)方程xi=（Xi-Xo）/X對自變量進行編碼[8]。

Box-Behnken試驗設計因素水平及編碼見表1。

表1 Box-Behnken試驗設計因素水平及編碼

如表1，X為自變量的變化步長，Xo為試驗中心點處自變量的真實值，Xi為自變量的真實值，xi為自變量的編碼值[9]。試驗采用多元回歸分析方法，擬合二次多項式回歸模型的Box-Behnken設計試驗，進行結(jié)果分析。在模型擬合出的最優(yōu)條件下重復3次試驗，以驗證響應曲面擬合結(jié)果的可靠性。

1.2.4 可溶性膳食纖維理化性能的測定

（1）香蕉皮中可溶性膳食纖維持水力的測定。稱取1.000 g膳食纖維固體置于三角瓶中，加入70mL蒸餾水后，充分攪拌24 h，設置離心機參數(shù)3 000 r/min，離心10 min后棄去上清液，吸干離心管內(nèi)壁殘留的水分，稱質(zhì)量。

（2）香蕉皮中可溶性膳食纖維持油力的測定。稱取3.000 g膳食纖維固體置于離心管中，加入10 g食用花生油，室溫靜置1 h，設置離心機參數(shù)3 000 r/min，離心10min后棄去上層油，吸干離心管內(nèi)壁殘留的油，稱質(zhì)量。

（3） 香蕉皮中可溶性膳食纖維膨脹力的測定。稱取1.000 g膳食纖維固體置于量筒中，測干粉體積，加室溫水使總體積至25 mL處，用玻璃棒將其攪勻，使其充分吸收水分，在室溫下放置24 h，讀取樣品吸水膨脹后的體積數(shù)。

2 結(jié)果與討論

2.1 可溶性膳食纖維提取單因素試驗結(jié)果與分析

2.1.1 超聲時間單因素試驗結(jié)果分析

超聲時間對可溶性膳食纖維得率的影響見圖1。

圖1 超聲時間對可溶性膳食纖維得率的影響

由圖1可見，當超聲時間為10 min時可溶性膳食纖維得率為試驗中的最大值，隨后可溶性膳食纖維得率逐漸降低，即超聲處理的得率明顯高于未超聲處理的。超聲波能促進溶質(zhì)和溶劑的相互作用，從而提高得率；但超聲時間過長會導致香蕉皮中的大分子鏈斷裂，得率降低。

2.1.2 酸解溫度單因素試驗結(jié)果分析

酸解溫度對可溶性膳食纖維得率的影響見圖2。

圖2 酸解溫度對可溶性膳食纖維得率的影響

由圖2可知，當酸解溫度達到80℃時，得率達到最高；當酸解溫度處于60～80℃時，產(chǎn)品的得率增長較為緩慢；隨著酸解溫度的繼續(xù)升高，可溶性膳食纖維得率迅速下降，原因是高溫使可溶性膳食纖維中的某些成分發(fā)生水解，導致得率下降[10]。即酸解溫度為80℃時，可溶性膳食纖維得率最大。

2.1.3 酸解時間單因素試驗結(jié)果分析

酸解時間對可溶性膳食纖維得率的影響見圖3。

圖3 酸解時間對可溶性膳食纖維得率的影響

由圖3可知，酸解時間為60～90min時，可溶性膳食纖維得率逐漸增大；酸解時間為90～180 min時，得率有所減小，即酸解時間為90 min可溶性膳食纖維得率最大。當酸解時間過短時，可溶性膳食纖維溶解不充分，得率不高；隨著酸解時間的延長，可溶性膳食纖維中的果膠大分子被氫離子裂解，導致得率降低。

2.1.4 磷酸體積分數(shù)單因素試驗結(jié)果分析

磷酸體積分數(shù)對可溶性膳食纖維得率的影響見圖4。

由圖4可知，磷酸體積分數(shù)低于8%時，酸解反應過程較為緩慢，得率降低；當磷酸體積分數(shù)為8%時，得率達到最高；可溶性膳食纖維的得率隨著磷酸體積分數(shù)的增大而逐漸上升，當磷酸體積分數(shù)超過8%時，可溶性膳食纖維的得率逐漸減小，原因是過高的磷酸體積分數(shù)使可溶性膳食纖維中的果膠裂解[11]。

2.1.5 料液比單因素試驗結(jié)果分析

圖4 磷酸體積分數(shù)對可溶性膳食纖維得率的影響

料液比對可溶性膳食纖維得率的影響見圖5。

圖5 料液比對可溶性膳食纖維得率的影響

由圖5可知，當料液比在1∶5～1∶15（g∶mL）時，料液比與得率成正比，但隨著料液比持續(xù)增大，可溶性膳食纖維的得率逐漸降低，原因是過多的酸液使可溶性膳食纖維水解，使得產(chǎn)量降低。當料液比為1∶5（g∶mL） 時，可溶性膳食纖維得率最高。

2.2 響應曲面法優(yōu)化可溶性膳食纖維工藝條件結(jié)果與分析

采用多元回歸分析，擬合二次多項式回歸模型。

Box-Behnken設計及試驗結(jié)果見表2，響應面模型方差分析見表3，回歸方程系數(shù)顯著性檢驗見表4。

表3為利用Design Expert軟件對數(shù)據(jù)進行多元回歸擬合的數(shù)據(jù)圖，二次多項回歸模型方程為[8]：

式中：Y——可溶性膳食纖維得率，%；

X1——酸解溫度，℃；

X2——磷酸體積分數(shù)，%；

X3——料液比，g∶mL。

從表3可以看出，試驗所選用的模型高度顯著（p＜0.000 1），順序殘差與期望值得相關(guān)系數(shù)R2=0.993 6，接近線性關(guān)系；模型的校正決定系數(shù)R2adj=0.985 5，說明該模型能解釋98.55%響應值的變化，僅有約1.5%不能用此模型來解釋；相關(guān)系數(shù)R=0.996 8，即該模型擬合程度良好，試驗誤差小。

綜上所述，該模型是合適的，可以用此來分析香蕉皮中可溶性膳食纖維的提取。

由表4可知，模型一次項X3不顯著，X1，X2顯著；二次項X12顯著，X22，X32極顯著；交互項X1X2

表2 Box-Behnken設計及試驗結(jié)果

表3 響應面模型方差分析

表4 回歸方程系數(shù)顯著性檢驗

不顯著，X1X3，X2X3顯著。

2.2.1 酸解溫度與磷酸體積分數(shù)交互作用的分析與優(yōu)化

酸解溫度、磷酸體積分數(shù)及其交互作用對可溶性膳食纖維的等高線圖和響應曲面見圖6。

從圖6可以看出，二者交互作用不顯著，酸解溫度為80℃時，可溶性膳食纖維的得率達到試驗中的最大值；當酸解溫度處于75～80℃時，產(chǎn)品的得率逐漸增大；隨著酶解溫度繼續(xù)升高，產(chǎn)品的得率隨溫度的增加而逐漸降低。在試驗水平范圍內(nèi)，酸解溫度和磷酸體積分數(shù)分別在80.0～82.5℃和7.5%～8.0%時，可溶性膳食纖維得率達到試驗中的最大值。

2.2.2 酸解溫度與料液比交互作用的分析與優(yōu)化

酸解溫度、料液比及其交互作用對可溶性膳食纖維的等高線圖和響應曲面見圖7。

圖7 酸解溫度、料液比及其交互作用對可溶性膳食纖維的等高線圖和響應曲面

由圖7可見，兩因素的交互作用較顯著，可溶性膳食纖維的得率隨著酸解溫度的增大而增大；當酸解溫度大于80℃時，產(chǎn)品的得率逐漸減小。在試驗水平范圍內(nèi)，當酸解溫度和料液比分別處于80.0～82.5℃和1∶15～1∶17.5（g∶mL） 時，酸解溫度和料液比對產(chǎn)品得率都有較大影響，此時可溶性膳食纖維的得率在試驗中達到最大值。

2.2.3 磷酸體積分數(shù)與料液比交互作用的分析與優(yōu)化

磷酸體積分數(shù)、料液比及其交互作用對可溶性膳食纖維的等高線圖和響應曲面見圖8。

由圖8可知，酸解溫度為最佳值80℃時，磷酸體積分數(shù)與料液比對可溶性膳食纖維的交互影響效應。當磷酸體積分數(shù)在7%～8%時，可溶性膳食纖維的得率逐漸增大；當磷酸體積分數(shù)大于8%時，產(chǎn)品的得率隨磷酸體積分數(shù)的增大而逐漸減少。在試驗水平范圍內(nèi)，磷酸體積分數(shù)和料液比分別在7.5%～8.0%和1∶15～1∶17.5（g∶mL） 時，可溶性膳食纖維的提取量可以達到試驗中的最大值。

通過響應曲面分析，確定可溶性膳食纖維的最佳工藝條件，即酸解溫度81.5℃，磷酸體積分數(shù)7.84%，料液比1∶14.75（g∶mL）。采用此工藝條件，通過驗證試驗，可溶性膳食纖維的得率為20.75%。

2.3 可溶性膳食纖維理化性能的測定結(jié)果與分析

可溶性膳食纖維理化性能測定試驗值與理論值對比見表5。

表5 可溶性膳食纖維理化性能測定試驗值與理論值對比

通過公式計算出可溶性膳食纖維理化性能指標結(jié)果，且將得到的試驗結(jié)果與參考資料中的理論值進行對比。

圖8 磷酸體積分數(shù)、料液比及其交互作用對可溶性膳食纖維的等高線圖和響應曲面

3 結(jié)論

以香蕉皮為原料，采用磷酸水解法提取可溶性膳食纖維。采用超聲波輔助處理，考查酸解溫度、酸解時間、磷酸體積分數(shù)、料液比4個單因素，試驗結(jié)果顯示，通過響應曲面優(yōu)化試驗確定香蕉皮中可溶性膳食纖維的最佳提取工藝條件為酸解溫度80℃，酸解時間90 min，磷酸體積分數(shù)8%，料液比1∶15（g∶mL），在此條件下可溶性膳食纖維的得率為20.75%。通過對可溶性膳食纖維的理化性能進行測定可知，可溶性膳食纖維的持水力為4.93，持油力為2.83，膨脹力為9.76mL/g。

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