全 文 ：响应面法优化玫瑰醋糟酶解工艺
梁新乐１＊，章佳妮１，刘晔２，周利南２
（１．浙江工商大学 食品与生物工程学院 ，杭州 ３１００３５；２．浙江杭州西湖酿造有限公司 ，杭州 ３１００３５）
摘要：针对玫瑰醋糟组织致密，高酸性的特点，从水解度的角度出发，通过采用响应面方法对玫瑰醋糟中的大
米蛋白提取过程中的温度、酶用量、ｐＨ等工艺条件进行了优化。采用Ｐｌａｃｋｅｔｔ－Ｂｕｒｍａｎ（ＰＢ）设计法，对不同的
酶用量、固液比、温度、时间、ｐＨ值５个因素对大米蛋白水解度的影响进行评价。结果表明：温度、酶用量、ｐＨ
值为米糟蛋白提取过程中的主要影响因素，用中心组合设计及响应面分析法确定主要因素的最优条件，为温
度５６．８℃、酶用量１．１％ 、ｐＨ ７．９，得到大米蛋白提取液的水解度为１０．０４％ 。
关键词：米糟；碱性蛋白酶；Ｐｌａｃｋｅｔｔ－Ｂｕｒｍａｎ设计；响应面法
中图分类号：ＴＳ２６４．２２ 文献标识码：Ｂ 文章编号：１０００－９９７３（２０１２）０２－００８９－０６
Ｒｅｓｐｏｎｓｅ ｓｕｒｆａｃｅ ｍｅｔｈｏｄｏｌｏｇｙ ｏｐｔｉｍｉｚｉｎｇ ｈｙｄｒｏｌｙｚａｔｉｏｎ
ｐｒｏｃｅｓｓ ｏｆ ｖｉｎｅｇａｒ ｌｅｅｓ
ＬＩＡＮＧ Ｘｉｎ－ｌｅ１＊，ＺＨＡＮＧ Ｊｉａ－ｎｉ １，ＬＩＵ Ｙｅ２，ＺＨＯＵ Ｌｉ－ｎａｎ２
（Ｃｏｌｅｇｅ ｏｆ Ｆｏｏｄ Ｓｃｉｅｎｃｅ ａｎｄ Ｂｉｏｔｅｃｈｎｏｌｏｇｙｇ，Ｚｈｅｊｉａｎｇ Ｇｏｎｇｓｈａｎｇ Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｈａｎｇｚｈｏｕ ３１００３５，Ｃｈｉｎａ）
Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｒｉｃｅ ｆｅｒｍｅｎｔｅｄ ｌｅｅｓ ｉｓ ｔｈｅ ｒｅｓｉｄｕａｌ ｓｏｌｉｄ ｆｉｌｔｒａｔｅ ｉｎ ｔｈｅ ｒｉｃｅ ｖｉｎｅｇａｒ ｉｎｄｕｓｔｒｙ．Ｂｅｃａｕｓｅ ｓｔａｒｃｈ ｉｓ
ｔｒａｎｓｆｅｒｒｅｄ ｉｎｔｏ ｅｔｈａｎｏｌ ｂｙ ｙｅａｓｔ ａｎｄ ｔｈｅｎ ａｃｅｔｉｃ ａｃｉｄ ｂｙ Ａｃｅｔｏｂａｃｔｅｒ，ｔｈｅ ｐｒｏｔｅｉｎ ｌｅｆｔ ｉｓ ｇｏｉｎｇ ｔｏ ｂｅ ｔｈｅ
ｍａｊｏｒ ｃｏｍｐｏｎｅｎｔ ｉｎ ｔｈｅ ｌｅｅｓ ｗｈｉｃｈ ｉｓ ａ ｋｉｎｄ ｏｆ ｏｆｆａｌ，ｃａｌｅｄ ｒｉｃｅ ｆｅｒｍｅｎｔｅｄ ｌｅｅｓ ｐｒｏｔｅｉｎｓ（ＲＦＬＰｓ）．
Ｔｈｉｓ ｒｅｓｅａｒｃｈ ｗａｓ ｔｏ ｍａｎｕｆａｃｔｕｒｅ ｆｕｎｃｔｉｏｎａｌ ｐｅｐｔｏｎｅ－ｌｉｋｅ ｈｙｄｒｏｌｙａｔｅｓ ｆｒｏｍ ＲＦＬＰｓ ｂｙ ｅｎｚｙｍａｔｉｃ ｈｙ－
ｄｒｏｌｙｓｉｓ．Ａｌｋａｌｉｎｅ ｐｒｏｔｅａｓｅ ｗａｓ ｓｃｒｅｅｎｅｄ ｏｕｔ ｆｏｒ ｔｈｉｓ ｐｒｏｃｅｓｓ．Ｅｎｚｙｍａｔｉｃ ｐｒｏｃｅｓｓｉｎｇ ｃｏｎｄｉｔｉｏｎｓ，ｉｎｃｌｕ－
ｄｉｎｇ ｔｅｍｐｅｒａｔｕｒｅ，ｐＨ ａｎｄ ｓｕｂｓｔｒａｔｅ ｃｏｎｃｅｎｔｒａｔｉｏｎ，ｗｅｒｅ ｏｐｔｉｍｉｚｅｄ ｂｙ Ｂｏｘ－Ｂｅｈｎｋｅｎ ｄｅｓｉｇｎ ａｎｄ ｒｅ－
ｓｐｏｎｓｅ ｓｕｒｆａｃｅ ｍｅｔｈｏｄｏｌｏｇｙ．ｍｏｄｅｌ ｅｑｕａｔｉｏｎ ｗａｓ ｐｒｏｐｏｓｅｄ．Ｕｎｄｅｒ ｔｈｅ ｏｐｔｉｍａｌ ｒｅａｃｔｉｏｎｓ，ａ ｈｉｇｈｅｒ ｄｅ－
ｇｒｅｅ ｏｆ ｈｙｄｒｏｌｙｓｉｓ ｗａｓ ｏｂｔａｉｎｅｄ ｕｐ ｔｏ １０．０４％ ｗｉｔｈｉｎ ３ｈｏｕｒｓ．
Ｋｅｙ ｗｏｒｄｓ：Ｒｉｃｅ ｆｅｒｍｅｎｔｅｄ ｌｅｅｓ ｐｒｏｔｅｉｎｓ；ａｌｋａｌｉｎｅ ｐｒｏｔｅａｓｅ；Ｐｌａｃｋｅｔｔ－Ｂｕｒｍａｎ ｄｅｓｉｇｎ；Ｒｅｓｐｏｎｓｅ ｓｕｒｆａｃｅ
ｍｅｔｈｏｄｏｌｏｇｙ
浙江玫瑰米醋系我国江南地区传统的名品，其副
产物玫瑰醋糟，是大米经压榨，分离醋液后留下的固形
物。因在发酵的过程中，原料中的淀粉大部分已被微
生物降解，不溶性物质较多，难以直接被人们所利用。
目前国内一般只作为饲料或培养基原料［１］，利用率很
低。
大米蛋白是公认的优质植物蛋白，具有氨基酸组
成平衡合理和低过敏性等特点，国内外高度重视大米
蛋白的研究和产品开发［２］。米渣的主要成分是蛋白
质，脂肪和碳水化合物，且蛋白质含量很高（４０％ 以
上），远高于大米甚至大豆中蛋白含量，是良好蛋白资
源［３］。目前，米渣中提取大米蛋白的方法主要有碱法、
碱酶两步法等。但是在用上述方法的过程中采用了较
高浓度的碱液，蛋白质中赖氨酸与丙氨酸发生缩合反
应，生成有毒化合物，赖氨酸营养价值大为降低；且成
品颜色深，味道苦，实用性差［４］。
收稿日期：２０１１－０９－２３ ＊通讯作者
基金项目：２００９年度浙江省新苗人才计划项目（２００７Ｒ４０８０５１）
作者简介：梁新乐（１９６９－），男，教授，主要从事工业微生物菌种的筛选与发酵工程、生物转化与酶催化、微生物生态学等方面的研究；
章佳妮（１９８６－），女，硕士研究生，主要研究方向生物化工。
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２０１２年第２期
总第３７卷
中 国 调 味 品
ＣＨＩＮＡ ＣＯＮＤＩＭＥＮＴ 工艺技术
以醋糟为原料，通过蛋白酶水解，可以制得水解蛋
白。此方法通常可提高其功能特性、营养特性及生物活
性，而这些特性的改变很大程度上取决于蛋白质本身的
理化特性、水解物的分子量、氨基酸含量、氨基酸组成、
序列和水解度以及水解所用酶的种类、用量、水解条件
等因素［５］。此外，酶解产物还可以制成大米蛋白胨，作
为微生物的培养基原料。因此研究玫瑰醋糟蛋白质的
制备工艺并对其进行综合利用，具有十分重要的意义。
１ 材料与方法
１．１ 材料
经纤维素酶处理的醋糟；碱性内切蛋白酶（酶活性
２０００００Ｕ／ｇ） 美国Ｂｉｏｓｈａｒｐ公司；酸性蛋白酶（酶活性
５００００Ｕ／ｇ），中性蛋白酶（酶活性６００００Ｕ／ｇ） 北京奥
博新生物技术有限责任公司；木瓜蛋白酶Ｐａｐａｉｎ（酶活
性２００００００Ｕ／ｇ） 广西庞博生物工程有限公司，风味蛋
白酶Ｆｌａｖｏｕｒｚｙｍｅ（酶活性５００ＬＡＰ Ｕ／ｇ）。
１．２ 主要仪器与设备
ＤＥＬＴＡ３２０ｐＨ计、万分之一天平、ＧＺＸ－９２４０ＭＢＲ
数显鼓风干燥箱、Ｈ－２０５０Ｒ台式冷冻离心机、ＨＨ－６数
显恒温水浴锅、全自动凯式定氮仪。
１．３ 试验方法
１．３．１ 蛋白酶种类的筛选
准确称取１０．００ｇ醋糟原料，按照试验设计的比例加
入缓冲溶液，在已设定温度的水浴锅内保温一段时间，待
温度达到设计温度后，调整ｐＨ 值到试验设计值（采用
１ｍｏｌ／Ｌ ＮａＯＨ或ＨＣＬ调整）。按照试验设计添加不同
种类的酶，反应相同时间，振荡至反应结束。反应结束后
在沸水浴中加热１５ｍｉｎ进行酶灭活处理，以４０００ｒ／ｍｉｎ
的速度离心１０ｍｉｎ，收集上清液，测定其水解度。
１．３．２ 醋糟水解蛋白工艺
醋糟经水洗、干燥、称重后，加入去缓冲液，高速组
织捣碎机匀浆，加入酶，置于恒温水浴锅中，调节ｐＨ
至设计值，混合搅拌均匀，水解结束后将水解液加热至
９５℃，灭酶１５ｍｉｎ，离心；上清液经浓缩、真空干燥，制
得米糟水解蛋白粉。
１．３．３ 实验设计
首先用单因素试验确定主要影响因素，接着采用
Ｐｌａｃｋｅｔｔ－Ｂｕｒｍａｎ（ＰＢ）设计法对不同的酶用量、固液比、温
度、时间、ｐＨ值等５个因素对蛋白提取效果的影响进行
评价。筛选出在酶提取蛋白过程中的主要影响因素，通
过最陡爬坡试验快速接近最大响应区域，然后在最优区
域内采用中心组合设计进行进一步优化，试验结果用二
次多项式回归拟合，用微分计算预测最佳点。由统计软
件 ＭＩＮＩＴＡＢ １５对试验数据作回归拟合，并对拟合方程
作显著性检验及方差分析，用ｔ检验测试回归系数的显著
性。用Ｄｅｓｉｇｎ－Ｅｘｐｏｒｔ ７．０软件作响应面曲线图。
１．４ 分析方法
水解度（Ｄｅｇｒｅｅ ｏｆ ｈｙｄｒｏｌｙｓｉｓ，ＤＨ）的评价，蛋白
质的水解度被定义为：蛋白质水解过程中被裂解的肽
键数ｈ（ｍｍｏｌ／ｇ蛋白质）与给定蛋白质的总肽键数
ｈｔｏｔ（ｍｍｏｌ／ｇ蛋白质）之比［６］，ＤＨ＝ ｈｈｔｏｔ×１００
，采用
ｐＨ－Ｓｔａｔ法［７］，可由下式计算：
ＤＨ（％）＝Ｂ×Ｎｂ×１α×
１
ＭＰ×
１
ｈｔｏｔ×１００
。
其中：Ｂ为所消耗的碱液体积，ｍＬ；Ｎｂ 为碱液的
当量浓度，ｍｏｌ／Ｌ；α为α－氨基解离度；Ｍｐ 为底物中蛋
白质的质量，ｇ；ｈｔｏｔ为底物中蛋白质的肽键总数
（ｍｍｏｌ／ｇ蛋白质），对米糟蛋白，ｈｔｏｔ＝７．４［８］。总氮含
量的测定采用凯式定氮法［９］。
２ 结果与分析
２．１ 蛋白酶种类的筛选结果
研究了碱性蛋白酶、中性蛋白酶、酸性蛋白酶、木
瓜蛋白酶和风味蛋白酶等５种常见蛋白酶对醋糟蛋白
酶解效果的影响，结果见表１。
表１ 不同蛋白酶对水解度的影响
Ｔａｂｌｅ １Ｔｈｅ ｅｆｅｃｔ ｏｆ ｄｉｆｅｒｅｎｔ ｐｒｏｔｅａｓｅ ｏｎ ｅｘｔｒａｃｔｉｏｎ ｒａｔｅ ｏｆ ｐｒｏｔｅｉｎ
蛋白酶
加酶量
（Ｅ／Ｓ）（％）
ｐＨ
温度
（℃）
时间
（ｍｉｎ）
固液比
水解度
（％）
碱性蛋白酶 １．０ ８．０ ５０ ３ １∶６ ７．７１
中性蛋白酶 １．０ ７．０ ５０ ３ １∶６ ４．５８
酸性蛋白酶 １．０ ４．５ ５０ ３ １∶６ ２．００
木瓜蛋白酶 １．０ ７．５ ５０ ３ １∶６ ４．５６
风味蛋白酶 １．０ ７．０ ５０ ３ １∶６ ６．０８
由表１可知，碱性蛋白酶的酶解效果明显优于其它
蛋白酶，其氨基酸的水解度是最高的。蛋白酶是具有生
物催化功能的生物大分子，能够将蛋白质中的肽链水解
断裂，增加蛋白质的水解度，且蛋白酶的催化作用具有
催化效率高、专一性强和作用条件温和等特点，可以显
著提高蛋白质的提取率［１０］。一般认为，碱性蛋白酶与
其它蛋白酶相比，碱性环境更有利于蛋白的溶解。碱性
蛋白酶的特点是具有终端疏水性氨基酸的专一性，主要
裂解疏水性氨基酸如亮氨酸等的终端。碱性蛋白酶可
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工艺技术 ２０１２年第２期
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由微生物生产，其来源广，成本低，适合工业化生产，是
较理想的工业用酶［１１］。综合考虑蛋白的提取率和成本
问题，本实验选用碱性蛋白酶做后续试验。
２．２ 单因素实验
２．２．１ 料液比对水解度的影响
反应条件为加酶量 １．０％（５０００ Ｕ／ｇ醋糟），
ｐＨ ８．０，反应时间３ｈ，温度５０℃。料液比也是影响
蛋白质水解的一个因素，加水量的多少直接影响酶与
蛋白质互相作用机率的大小，也影响相互作用的传质
速度。大的料液比有利于蛋白质和酶之间的相互接
触，但料液比大，溶液的粘度大，将影响传质过程的进
行；小的料液比可以降低体系的粘度，加快传质过程。
碱性蛋白酶料液比对提取率及水解度的影响见图１。
可以看出，随着料液比的减小，蛋白质的水解度明显提
高，当料液比１∶８时，水解度及提取率增长趋势减缓。
图１ 料液比对水解度的影响
Ｆｉｇ．１Ｔｈｅ ｅｆｆｅｃｔ ｏｆ ｓｏｌｉｄ ｒａｔｉｏ ｏｎ ｅｘｔｒａｃｔｉｏｎ ｒａｔｅ
２．２．２ 加酶量（Ｅ／Ｓ，％）对水解度的影响
图２ 加酶量对水解度的影响
Ｆｉｇ．２Ｔｈｅ ｅｆｆｅｃｔ ｏｆ ｅｎｚｙｍｅ ａｄｄｉｎｇ ａｍｏｕｎｔ ｏｎ ｅｘｔｒａｃｔｉｏｎ ｒａｔｅ
称取醋糟１０ｇ，反应条件为料液比１∶６，ｐＨ ８．０，
反应时间３ｈ，温度５０℃。碱性蛋白酶加酶量对水解
度的影响见图２。可以看出，随着酶用量的增加，蛋白
质的水解度也增加，当酶添加量是１．０％时，蛋白提取
率和水解度增长都趋势减缓。
２．２．３ ｐＨ值对提取率的影响
反应条件为加酶量１．０％，料液比１∶８，反应时间
３ｈ，温度５０℃。碱性蛋白酶酶解时的ｐＨ 对水解度
的影响见图３。可以看出，当ｐＨ＜８左右时，水解度
随ｐＨ的增加而增加，之后随ｐＨ的增大而降低。
图３ ｐＨ对水解度的影响
Ｆｉｇ．３Ｔｈｅ ｅｆｆｅｃｔ ｏｆ ｐＨ ｏｎ ｅｘｔｒａｃｔｉｏｎ ｒａｔｅ
２．２．４ 反应时间对水解度的影响
反应条件为加酶量１．０％，料液比１∶８，ｐＨ ８．０，
温度５０℃。碱性蛋白酶反应时间对水解度的影响见
图４。可以看出，随着碱性蛋白酶酶解时间的增加，醋
糟的水解度也增加。３ｈ后趋于平缓。总体而言，前
３ｈ内，蛋白质的水解速度极快；当溶液中积累了一定
量的多肽和氨基酸等水解产物时，增长渐缓。这可能
是因为酶促反应是可逆反应，产物浓度过高会对水解
反应产生抑制作用。
图４ 酶解时间对水解度的影响
Ｆｉｇ．４Ｔｈｅ ｅｆｆｅｃｔ ｏｆ ｅｎｚｙｍａｔｉｃ ｔｉｍｅ ｏｎ ｅｘｔｒａｃｔｉｏｎ ｒａｔｅ
２．２．５ 反应温度对水解度的影响
反应条件为加酶量１．０％，料液比１∶８，ｐＨ ８．０，
反应时间３ｈ。碱性蛋白酶加酶量对水解度的影响见
图５。可以看出，在４５～６５℃温度范围内，随着温度
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的上升，水解度明显升高，但当温度达到６０℃时，水解
度反而下降。
图５ 酶解温度对水解度的影响
Ｆｉｇ．５Ｔｈｅ ｅｆｆｅｃｔ ｏｆ ｔｅｍｐｅｒａｔｕｒｅ ｏｎ ｅｘｔｒａｃｔｉｏｎ ｒａｔｅ
２．３ 利用响应面法优化米蛋白的提取条件
２．３．１ Ｐｌａｃｋｅｔｔ－Ｂｕｒｍａｎ试验设计法筛选重要因素
表２ Ｐｌａｃｋｅｔｔ－Ｂｕｒｍａｎ试验因素水平
Ｔａｂｌｅ ２Ｌｅｖｅｌｓ ｏｆ ｉｎｄｅｐｅｎｄｅｎｔ ｖａｒｉａｂｌｅ ｉｎ Ｐｌａｃｋｅｔｔ－Ｂｕｒｍａｎ ｄｅｓｉｇｎ
Ｓｙｍｂｏｌｓ 因素
Ｃｏｄｅ ｌｅｖｅｌ
－１ １
Ａ 酶用量（Ｅ／Ｓ）（％） ０．５ １．５
Ｂ 料液比（ｗ／ｖ） １∶６ １∶１０
Ｃ 温度 （℃） ５０ ６０
Ｄ 时间 （ｈ） ２ ４
Ｅ ｐＨ ７．０ ９．０
根据单因素试验对醋糟蛋白质水解度的影响试验
结果，以水解度作为响应值，选择酶用量、料液比、ｐＨ、
温度、时间５个因素作为研究对象，Ｐｌａｃｋｅｔｔ－Ｂｕｒｍａｎ
试验设计表格选用５因素，Ｎ ＝１２次的试验表格，因
素水平见表２。按照表２的试验因素水平，列出Ｎ ＝
１２的Ｐｌａｃｋｅｔｔ－Ｂｕｒｍａｎ试验设计表格，并进行１２次试
验，得到响应值Ｙ－ＤＨ。Ｐｌａｃｋｅｔｔ－Ｂｕｒｍａｎ试验设计表
格以及实验结果见表３，分析结果见表４。
表３ Ｐｌａｃｋｅｔｔ－Ｂｕｒｍａｎ试验设计表以及试验结果
Ｔａｂｌｅ ３Ｄｅｓｉｇｎ ｍａｔｒｉｘ ａｎｄ ｅｘｐｅｒｉｍｅｎｔａｌ ｒｅｓｕｌｔｓ
ｏｆ Ｐｌａｃｋｅｔｔ－Ｂｕｒｍａｎ ｄｅｓｉｇｎ
Ｎｏ Ａ Ｂ Ｃ Ｄ Ｅ Ｙ（ＤＨ％）
１ １ －１ １ －１ －１ ８．５４
２ １ １ －１ １ －１ ７．１５
３ －１ １ １ －１ １ ４．９５
４ １ －１ １ １ －１ ９．９５
５ １ １ －１ １ １ ４．８７
６ １ １ １ －１ １ ９．５０
７ －１ １ １ １ －１ ８．２１
续表３
Ｎｏ Ａ Ｂ Ｃ Ｄ Ｅ Ｙ（ＤＨ％）
８ －１ －１ １ １ １ ５．３７
９ －１ －１ －１ １ １ ４．６０
１０ １ －１ －１ －１ １ ４．６１
１１ －１ １ －１ －１ －１ ４．７４
１２ －１ －１ －１ －１ －１ ４．７０
表４ 各因素的回归系数及影响因子的显著性
Ｔａｂｌｅ ４Ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ ｃｏｅｆｉｃｉｅｎｔｓ，ｉｍｐａｃｔ ｆａｃｔｏｒｓ ａｎｄ ｔｈｅｉｒ ｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｃｅｓ
项 效应 系数 系数标准误 Ｔ Ｐ
常量 ６．４３２５ ０．３０７２ ２０．９４ ０．０００
Ａ ２．００８３ １．００４２ ０．３０７２ ３．２７ ０．０１７
Ｂ ０．２７５０ ０．１３７５ ０．３０７２ ０．４５ ０．６７０
Ｃ ２．６４１７ １．３２０８ ０．３０７２ ４．３０ ０．００５
Ｄ ０．５１８３ ０．２５９２ ０．３０７２ ０．８４ ０．４３１
Ｅ －１．５６５０ －０．７８２５ ０．３０７２ －２．５５ ０．０４４
Ｒ２＝８５．９０％
２．３．２ 最陡爬坡试验
根据ＰＢ试验，可以确定酶用量、温度、ｐＨ为３个
主要因素，固定酶反应的料液比１∶８，反应时间３ｈ，设
计最陡爬坡试验表，并根据各个阶段进行试验，测定醋
糟酶解液的水解度，最陡爬坡试验设计和结果见表５。
表５ 最陡爬坡试验设计及试验结果
Ｔａｂｌｅ ５Ｅｘｐｅｒｉｍｅｎｔａｌ ｄｅｓｉｇｎ ａｎｄ ｒｅｓｕｌｔｓ ｏｎ ｓｔｅｅｐｅｓｔ ａｓｃｅｎｔ
步骤 酶用量（％） 温度（℃） ｐＨ Ｙ
－２ ０．５ ５０．０ ９．０ ４．５８
－１ ０．７５ ５２．５ ８．５ ８．０１
０ １．０ ５５．０ ８．０ ９．８１
１ １．２５ ５７．５ ７．５ ９．１０
２ １．５ ６０．０ ７．０ ８．５９
２．３．３ 响应面分析法（ＣＣＤ）优化大米米糟蛋白的提
取条件
在最陡爬坡实验的基础上，根据Ｂｏｘ－Ｂｅｎｈｎｋｅｎ
的中心组合试验设计原理［１２］。选取影响醋糟蛋白提
取率的三个主要因素反应酶用量，温度，ｐＨ进行优化
组合。考察目标为水解度，试验因素水平安排见表６。
根据以上水平编码设计试验表格并检测响应值，结果
见表７。响应面图及等值线图见图６。根据试验结果，
并利用数学分析软件进行回归分析，得到关于编码值
以及真实的回归方程，编码方程：
ＹＤＨ（％）＝９．８２３３３＋０．８７００Ａ＋０．５８７５Ｂ＋０．３５００Ｃ－
１．１９０４２Ａ２－０．９３５４１７Ｂ２－０．８３５４１７Ｃ２－０．１２７５００ＡＢ－
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０．７８２５００ＡＣ＋０．１６７５００ＢＣ。
图６ 水解度的响应曲面图
Ｆｉｇ．６Ｔｈｅ ３Ｄａｎｄ ｉｓｏｒｅｓｐｏｎ ｃｏｎｔｏｕｒ ｐｌｏｔ ｏｆ
ｒｅｓｐｏｎｓｅ ｓｕｒｆａｃｅ ｆｕｎｃｔｉｏｎ
根据拟合方程，可以得到最佳因素编码：Ａ＝
０．３６４８，Ｂ＝０．３１４０，Ｃ＝０．２０９５，各个编码所对应的真
实值近似为：酶用量１．１％、温度５６．６℃和ｐＨ ７．９。根
据以上优化试验所得的各因素优化值，进行醋糟蛋白
质的酶解试验，得到醋糟蛋白酶解液的水解度值为
１０．０４％（单因素试验的最高提取率值为９．８５％，ＰＢ
设计的最高提取率值为９．９５％）。
表６ 试验因素水平及编码
Ｔａｂｌｅ ６Ｌｅｖｅｌ ａｎｄ ｃｏｄｅ ｏｎ ｅｘｐｅｒｉｍｅｎｔ ｖａｒｉａｂｌｅｓ
因素
水平
－１ ０ １
Ａ酶用量（％） ０．７５ １．０ １．２５
Ｂ温度（℃） ５０ ５５ ６０
Ｃ ｐＨ ８．５ ８ ７．５
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表７ 中心组合试验设计及试验结果
Ｔａｂｌｅ ７Ｃｅｎｔｒａｌ ｃｏｍｐｏｓｉｔｅ ｄｅｓｉｇｎ ａｎｄ ｉｔｓ ｅｘｐｅｒｉｍｅｎｔ ｒｅｓｕｌｔｓ
ＮＯ Ａ Ｂ Ｃ Ｙ
１ －１ －１ ０ ６．１３
２ １ －１ ０ ８．１１
３ －１ １ ０ ７．５４
４ １ １ ０ ９．０１
５ －１ ０ －１ ５．８３
６ １ ０ －１ ９．１５
７ －１ ０ １ ８．０１
８ １ ０ １ ８．２０
９ ０ －１ －１ ７．２３
１０ ０ １ －１ ８．０９
１１ ０ －１ １ ７．６８
１２ ０ １ １ ９．２１
１３ ０ ０ ０ ９．８４
１４ ０ ０ ０ ９．８４
１５ ０ ０ ０ ９．７９
表８ 对水解度Ｙ的估计回归系数分析
Ｔａｂｌｅ ８Ｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｃｅ ｏｆ ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ ｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔｓ
ｆｏｒ ｄｅｇｒｅｅ ｏｆ ｈｙｄｒｏｌｙｓｉｓ
项 系数 系数标准误 Ｔ Ｐ
常量 ９．８２３３ ０．０３４０３ ２８８．７００ ０．０００
Ａ ０．８７００ ０．０２０８４ ４１．７５３ ０．０００
Ｂ ０．５８７５ ０．０２０８４ ２８．１９５ ０．０００
Ｃ ０．３５００ ０．０２０８４ １６．７９７ ０．０００
Ａ＊Ａ －１．１９０４ ０．０３０６７ －３８．８１３ ０．０００
Ｂ＊Ｂ －０．９３５４ ０．０３０６７ －３０．４９９ ０．０００
Ｃ＊Ｃ －０．８３５４ ０．０３０６７ －２７．２３８ ０．０００
Ａ＊Ｂ －０．１２７５ ０．０２９４７ －４．３２７ ０．００８
Ａ＊Ｃ －０．７８２５ ０．０２９４７ －２６．５５５ ０．０００
Ｂ＊Ｃ ０．１６７５ ０．０２９４７ ５．６８４ ０．００２
Ｒ２＝９９．９１％
表９ 水解度Ｙ的方差分析
Ｔａｂｌｅ ９Ａｎａｌｙｓｉｓ ｏｆ ｖａｒｉａｎｃｅ ｆｏｒ ｄｅｇｒｅｅ ｏｆ ｈｙｄｒｏｌｙｓｉｓ
来源 自由度 Ｓｅｑ ＳＳ Ａｄｊ ＳＳ Ａｄｊ ＭＳ Ｆ Ｐ
回归 ９ ２２．０４４６ ２２．０４４５９ ２．４４９４０ ７０５．２０ ０．０００
线性 ３ ９．７９６５ ３．２６５４８ ９４０．１６ ０．０００
平方 ３ ９．６２１７ ９．７９６４５ ３．２０７２２ ９２３．３８ ０．０００
交互作用 ３ ２．６２６５ ９．６２１６７ ０．８７５４９ ２５２．０６ ０．０００
残差误差 ５ ０．０１７４ ２．６２６４８ ０．００３４７
失拟 ３ ０．０１５７ ０．０１７３７ ０．００５２３ ６．２８ ０．１４０４
纯误差 ２ ０．００２６ ０．０１５７０ ０．００１３０
合计 １４ ２２．０６２０ ０．００２６０
３ 结论
在对多种植物性蛋白源提取方法进行比较的基础
上，采用排杂、酶解的思路研究提取玫瑰醋糟蛋白的工
艺路线。
研究了碱性蛋白酶，中性蛋白酶，酸性蛋白酶，木
瓜蛋白酶和风味蛋白酶等５种蛋白酶对玫瑰醋糟酶解
的影响，其中碱性蛋白酶对玫瑰醋糟有较高的水解度。
碱性蛋白酶是由枯草杆微生物通过深层发酵、提取及
精制而成的一种蛋白水解酶，来源广，成本低，因此用
其作为酶解玫瑰醋糟的蛋白酶。
通过单因素实验、ＰＢ实验、最陡爬坡实验及响应
面试验得出碱性蛋白酶水解玫瑰醋糟的优化工艺条
件，即：酶用量１．１％、温度５６．６℃和ｐＨ ７．９，得到醋
糟蛋白酶解液的水解度值为１０．０４％。
参考文献：
［１］杨庆文，彭晓光，杨林娥，等．醋糟的开发与利用［Ｊ］．山西农
业科学，２００９，３７（２）：４４－４６．
［２］赵殷勤，张晖，郭晓娜，等．米渣蛋白和大米蛋白的结构及性
质比较［Ｊ］．粮食与饲料工业，２０１０（９）：２２－２４．
［３］李绮丽，吴卫国，张喻，等．双酶法水解米渣蛋白工艺研
究［Ｊ］．粮食与油脂，２０１１（１）：１９－２２．
［４］陈升军，熊华，李庭．米渣蛋白酶解及酶解物功能性质研
究［Ｊ］．食品与发酵工业，２００８（３４）：１１４－１１７．
［５］曹晓虹，温焕斌，唐军涛，等．稻米蛋白源功能肽的研究进
展［Ｊ］．中国粮油学报，２００９（２４）：１４８－１５２．
［６］檀志芬，生庆海，邱泉若，等．蛋白质水解度的测定方法［Ｊ］．
食品工业科技，２００５（７）：１７４－１７８．
［７］Ａｄｌｅｒ Ｎｉｓｓｅｎ．Ｅｎｚｙｍｉｃ Ｈｙｄｒｏｌｙｓｉｓ ｏｆ Ｆｏｏｄ Ｐｒｏｔｅｉｎｓ［Ｍ］．
Ｌｏｎｄｏｎ：Ｅｌｓｅｘｉｅｒ Ａｐｐｌｉｅｄ Ｓｃｉｅｎｃｅ Ｐｕｂｌｉｓｈｅｒｓ，１９８６．
［８］王章存，姚惠源．凯氏定氮法测定大米蛋白质时蛋白系数的
确定［Ｊ］．食品科学，２００４，２５（１）：１５８－１６０．
［９］Ａｓｐｍｏ Ｓ Ｌ，Ｈｏｍ Ｓ Ｊ，Ｅｉｊｓｉｎｋ Ｖ Ｇ Ｈ．Ｅｎｚｙｍａｔｉｃ ｈｙｄｒｏｌｙ－
ｓｉｓ ｏｆ Ａｔｌａｎｔｉｃ ｃｏｄ（Ｇａｄｕｓ ｍｏｒｈｕａ Ｌ．）ｖｉｓｃｅｒａ［Ｊ］．Ｐｒｏｃｅｓｓ
Ｂｉｏｃｈｅｍｉｓｔｒｙ，２００５（４０）：１９５７－１９６６．
［１０］韩素芳，王良东，杜风光，等．酶在大米深加工中的应
用［Ｊ］．食品研究与开发，２００７，２８（８）：１８３－１８６．
［１１］宋金翠，孟宪军，陕方，等．关于蛋白质水解生产活性肽物
质的思考［Ｊ］．食品工业科技，２００５（１１）：１８５－１８７．
［１２］Ｂｏｘ Ｇ Ｅ Ｐ，Ｈｕｎｔｅｒ Ｗ Ｇ．Ｓｔａｔｉｓｔｉｃｓ ｆｏｒ ｅｘｐｅｒｉｍｅｎｔｓ：ａｎ
ｉｎｔｒｏｄｕｃｔｉｏｎ ｔｏ ｄｅｓｉｇｎ ［Ｃ］Ｄａｔａ ａｎａｌｙｓｉｓ ｏｄｅｌ ｂｕｉｌｄｉｎｇ．
Ｎｅｗ Ｙｏｒｋ：Ｗｉｌｅｙ，１９９０．
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工艺技术 ２０１２年第２期
总第３７卷
中 国 调 味 品
ＣＨＩＮＡ ＣＯＮＤＩＭＥＮＴ