全 文 ：北方园艺２０１６（１５）：１３５～１４１ ·食用菌·
第一作者简介：龚光禄（１９８５－），男，硕士，研究实习员，研究方向为
食药用菌。Ｅ－ｍａｉｌ：ｇｏｎｇｇｕａｎｇｌｕ０９２３＠１６３．ｃｏｍ．
责任作者：朱国胜（１９７１－），男，博士，研究员，研究方向为药用植物
伴生菌及食药用真菌研究。Ｅ－ｍａｉｌ：ｚｇｓａｈ＠１６３．ｃｏｍ．
基金项目：贵州省农业攻关资助项目（黔科合ＮＹ［２０１４］３０３７号）；
贵州省科研机构服务企业行动计划资助项目（黔科合服企［２０１４］
４００６号）；贵阳市与贵州省农业科学院农业科技合作资助项目（院
地农科合字［２０１４］３号）。
收稿日期：２０１６－０４－２０
ＤＯＩ：１０．１１９３７／ｂｆｙｙ．２０１６１５０３３
响应面分析法优化红托竹荪菌丝总糖超声检测工艺
龚 光 禄１，桂 阳１，２，卢 颖 颖１，朱 国 胜１，２
（１．贵州省农作物品种资源研究所，贵州 贵阳５５０００６；２．贵州省农业生物技术重点实验室，贵州 贵阳５５０００６）
摘 要：以红托竹荪（Ｄｉｃｔｙｏｐｈｏｒａ ｒｕｂｒｏｖｏｌｖａｔａ）为试材，采用木屑培养的方法，以木屑菌丝总
糖含量为指标，研究了液料比、振幅、超声总时间、超声波开启时间４个因素对红托竹荪木屑菌丝
总糖含量的影响，并通过响应面分析法获得红托竹荪木屑菌丝总糖检测最佳工艺。结果表明：在
液料比１１∶１ｍＬ·ｇ－１、振幅４１％、超声总时间２２ｍｉｎ、超声波开启时间２．７ｓ时，红托竹荪菌丝
总糖的得率达１．１８％。
关键词：红托竹荪；木屑菌丝；总糖；检测工艺
中图分类号：Ｓ ６４６．８ 文献标识码：Ａ 文章编号：１００１－０００９（２０１６）１５－０１３５－０７
红托竹荪（Ｄｉｃｔｙｏｐｈｏｒａ ｒｕｂｒｏｖｏｌｖａｔａ Ｍ．Ｚａｎｇ ｅｔ ａｌ．）
属真菌门（Ｅｕｍｙｃｏｔａ）、担子菌亚门（Ｂａｓｉｄｉｏｍｙｃｏｔｉｎａ）、
腹菌纲（Ｇａｓｔｅｒｏｍｙｃｅｔｅｓ）、鬼笔目（Ｐｈａｌａｌｅｓ）、鬼笔科
（Ｐｈａｌａｃｅａｅ）、竹荪属（Ｄｉｃｔｙｏｐｈｏｒａ）真菌［１］。该菌风味独
特、营养丰富、价值高，是食用菌中的佳品，有“蘑菇皇后”
“真菌之花”等美誉，主要分布于贵州、云南、四川和浙江
等竹林下的腐殖土上。红托竹荪子实体多糖主要由半
乳糖、葡萄糖、甘露糖和木糖组成［２］，具有较强的还原能
力和抑制羟基自由基能力，具有明显的体外抗氧化活
性［３－４］，红托竹荪菌托中多糖组分ＤＲＶＰ１对小鼠Ｓ１８０
肉瘤具有一定的抑制作用［５－６］。
红托竹荪菌丝生长缓慢、遗传稳定性差、易退化，菌
种很难传代培养［７］。因此，菌种生产时需每年到野外或
栽培场收集大量的菌蕾进行菌种分离，又因菌株间的遗
传差异或者变异［８］，导致生产流通的菌种较为混乱、稳
定性差，难以通过外观来鉴别菌种的优劣，使贵州红托
竹荪的产量与品质均不稳定。２０１３年，谭力等［９］对３个
平菇菌株进行了生长速度的测定并用苯酚硫酸法测底
了菌丝体多糖含量，可知菌丝长势快的其多糖含量也较
大。近年来，课题组对红托竹荪良种理化特征的室内评
价与鉴定方面做了大量的探索，其中菌丝多糖含量的检
测就成为了红托竹荪菌种质量标准重要指标。目前，对
于多糖的提取与测定，主要是以子实体、纯菌丝体为供
试体，连同基质料一起进行菌丝多糖提取与检测对象的
研究尚鲜见报道，方法也主要是热水浸提醇沉淀法获得
多糖［２－５，１０］。因红托竹荪在半固体和液体培养基中的培
养条件尚未摸索清楚，在红托竹荪菌种生产中无论什么
级别均采用木屑作为培养基质，因此检测红托竹荪菌丝
多糖实质上是检测木屑菌丝多糖。但是，木屑培养中纯
菌丝比例小，且大部分已经浸染至木质部，菌丝体不易
分离。采用机械研磨法，菌丝破碎不彻底，使木屑菌丝
多糖的提取效果差。目前超声波细胞破碎法对菌丝细
胞的破碎效果较好，且在真菌菌丝多糖提取方面得到了
广泛应用［１１－１２］；响应面分析法对工艺参数的优化有较好
的拟合度和较高的稳定性，具有较强的参考价值［１３－１５］。
现以红托竹荪木屑菌丝为研究对象，水作溶剂，超
声波进行菌丝破碎，以多糖含量作为观测值，采用苯酚－
硫酸法进行提取，探索液料比、振幅、超声总时间、超声
波开启时间４个因素对木屑菌丝多糖提取率的影响，对
响应面分析法进行工艺优化，以期为红托竹荪木屑菌种
多糖含量的检测提供参考。
１ 材料与方法
１．１ 试验材料
供试红托竹荪菌种由贵州省农作物品种资源研究
所真菌研究室提供。
木屑培养基：木屑７６％、麦麸１０％、玉米面１０％、黄
豆粉１．３％、％石膏粉１％、蔗糖１％、ＫＨ２ＰＯ４０．２％、
ＭｇＳＯ４０．３％、克灵霉０．１％、三十烷醇０．１％、ｐＨ自然、
水分６０％（课题组在生产中总结归纳形成的常用的菌种
生产培养基）。
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·食用菌· 北方园艺２０１６（１５）：１３５～１４１
ＳＣＩＥＮＴＺ?ⅡＤ型超声波细胞破碎仪（输出功率８５０Ｗ，
宁波新芝生物科技股份有限公司）；紫外可见分光光度
计（华龙国际有限公司）；５％重蒸酚溶液（现配现用），
９９．５％浓硫酸，葡萄糖（分析纯）。
１．２ 试验方法
１．２．１ 木屑菌丝培养 将配制好的木屑培养基装入
２００ｍＬ三角瓶中，轻微压实，料面距瓶口２～３ｃｍ，用透
气封口膜密封瓶口，１２１℃，０．１ＭＰａ，灭菌２～３ｈ，冷却
后接入５％的红托竹荪供试原种，２４℃，避光培养，４０～
５０ｄ菌丝长满三角瓶后，将料和菌丝一起取出室温下风
干备用。
１．２．２ 单因素试验 根据仪器说明书与叶敏［４］、高擎
等［１６］研究结果综合分析设计单因素试验。液料比对总糖
含量的影响：在超声波振幅为６０％，超声波开启时间为
２．０ｓ、间歇时间３．０ｓ，超声总时间２０ｍｉｎ，设置不同液料比
（１０∶１、２０∶１、３０∶１、４０∶１、５０∶１、６０∶１ｍＬ·ｇ－１）。振
幅对总糖含量测定的影响：在液料比为３０∶１ｍＬ·ｇ－１，
超声波开启时间为２．０ｓ、间歇时间３．０ｓ，超声总时间
２０ｍｉｎ，设置不同振幅（４０％、５０％、６０％、７０％、８０％）。超
声总时间对总糖含量测定的影响：在液料比为３０∶
１ｍＬ·ｇ－１，超声波振幅为６０％，超声波开启时间为
２．０ｓ、间歇时间３．０ｓ，设置不同超声总时间（５、１０、１５、
２０、２５、３０、３５ｍｉｎ）。超声波开启时间对总糖含量测定的
影响：在液料比为３０∶１ｍＬ·ｇ－１，超声波振幅为６０％，
超声总时间为２０ｍｉｎ，间歇时间为３．０ｓ，设置不同超声
波开启时间（０．５、１．０、１．５、２．０、２．５、３．０、３．５ｓ）。
１．２．３ 响应面优化试验 在单因素试验的基础上，根据
Ｂｏｘ－Ｂｅｈｎｋｅｎ试验原理［１３－１４］。以液料比（Ｘ１）、振幅（Ｘ２）、
超声总时间（Ｘ３）和超声波开启时间（Ｘ４），４个因素为自
变量，以总糖得率作为响应观测值，进行中心组合设计
试验，设计４因素３水平试验（表１），对所得数据进行处
理和响应曲面分析，通过岭嵴分析得到优化试验工艺参
数，并进行验证。
表１ 响应面分析与水平
Ｔａｂｌｅ １ Ａｎａｌｙｔｉｃ ｆａｃｔｏｒｓ ａｎｄ ｌｅｖｅｌｓ ｆｏｒ ＲＳＡ
编码值
Ｃｏｄｅｄ
ｖａｌｕｅ
液料比（Ｘ１）
Ｌｉｑｕｉｄ－ｍａｔｅｒｉａｌ ｒａｔｉｏ
／（ｍＬ·ｇ－１）
振幅（Ｘ２）
Ａｍｐｌｉｔｕｄｅ
／％
超声总时间（Ｘ３）
Ｐｒｏｃｅｓｓｉｎｇ ｔｉｍｅ
／ｍｉｎ
超声波开启时间（Ｘ４）
Ｕｌｔｒａｓｏｎｉｃ ｔｉｍｅ
／ｓ
－１ ５∶１ ３５ １７ ２．２
０ １０∶１ ４０ ２０ ２．５
１ １５∶１ ４５ ２３ ２．８
１．２．４ 总糖浸提液的制备 超声波破碎浸提结束后，
８ ０００ｒ·ｍｉｎ－１离心１５ｍｉｎ，取上清液１２ ０００ｒ·ｍｉｎ－１
再次离心１０ｍｉｎ，取上清液备用。
１．２．５ 总糖含量测定 葡萄糖标准曲线制作：取９支刻
度试管，按表２操作，在每支试管中，加入１．０ｍＬ ５％重蒸
酚溶液，５．０ｍＬ浓硫酸，摇匀，置沸水浴中煮沸３０ｍｉｎ，冷
却。在４９０ｎｍ波长下比色，以吸光度为纵坐标、葡萄糖浓
度为横坐标，绘制标准曲线。总糖含量测定：准确移取浸
提液２．０ｍＬ于２５ｍＬ刻度试管中，每个样品设３个重复，
其余操作与制作标准曲线相同。在４９０ｎｍ波长下读取
吸光度Ａ值，然后，在标准曲线上查出（或用拟合方程计
算出）相应的总糖浓度，计算总糖含量。总糖含量（％）＝
（葡萄糖浓度（μｇ·ｍＬ－１）×提取液体积（ｍＬ）×稀释倍
数）／样品质量（μｇ）×１００。
表２ 标准曲线制作
Ｔａｂｌｅ ２ Ｃｏｎｓｔｒｕｃｔｉｎｇ ｓｔａｎｄａｒｄ ｃｕｒｖｅ
试剂
Ａｇｅｎｔｉａ
管号Ｉｄｅｎｔｉｆｉｅｒ
１ ２ ３ ４ ５ ６ ７ ８ ９
８０μｇ·ｍＬ－１葡萄糖溶液
Ｇｌｕｃｏｓｅ ｓｏｌｕｔｉｏｎ ８０μｇ·ｍＬ－１／ｍＬ
０ ０．１ ０．２ ０．３ ０．４ ０．５ ０．６ ０．７ ０．８
蒸馏水Ｄｉｓｔｉｌｅｄ ｗａｔｅｒ／ｍＬ ２．０ １．９ １．８ １．７ １．６ １．５ １．４ １．３ １．２
葡萄糖浓度
Ｇｌｕｃｏｓｅ ｃｏｎｃｅｎｔｉａｔｉｏｎ／（μｇ·ｍＬ－１）
０ ４ ８ １２ １６ ２０ ２４ ２８ ３２
２ 结果与分析
２．１ 葡萄糖标准曲线
以吸光度为纵坐标，葡萄糖浓度为横坐标，得到拟
合方程为Ａ＝０．０１２ ３ｃ－０．０００ ９，其中Ｒ２＝０．９９９ ７。
图１ 葡萄糖标准曲线
Ｆｉｇ．１ Ｓｔａｎｄａｒｄ ｃｕｒｖｅ ｏｆ ｇｌｕｃｏｓｅ
２．２ 单因素试验结果
２．２．１ 液料比对总糖含量的影响 由图２Ａ可知，红托
竹荪木屑菌丝总糖含量在液料比１０∶１ｍＬ·ｇ－１时最
大，为１．２０４％，随着液料比的增大，红托竹荪木屑菌丝
总糖含量迅速降低后趋于平缓。
２．２．２ 振幅对总糖含量的影响 由图２Ｂ可知，红托竹
荪木屑菌丝总糖含量在振幅４０％时最大为０．３７７％，随
着振幅的增大，红托竹荪木屑菌丝总糖含量缓慢降低后
趋于平缓。
２．２．３ 超声总时间对总糖含量的影响 由图２Ｃ可知，
红托竹荪木屑菌丝总糖含量呈现先增大后减少的变化
规律，在超声总时间２０ｍｉｎ时达到最大为０．２１７％。
２．２．４ 超声波开启时间对总糖含量的影响 由图２Ｄ可
知，红托竹荪木屑菌丝总糖含量呈现先增大后减少的变化
规律，在超声波开启时间２．５ｓ时达到最大为０．２９３％。
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北方园艺２０１６（１５）：１３５～１４１ ·食用菌·
图２ 液料比、振幅、超声总时间、超声波开启时间对总糖含量测定的影响
Ｆｉｇ．２ Ｅｆｅｃｔ ｏｆ Ｌｉｑｕｉｄ－ｍａｔｅｒｉａｌ ｒａｔｉｏ ａｍｐｌｉｔｕｄｅ ｐｒｏｃｅｓｓｉｎｇ ｔｉｍｅ ａｎｄ ｕｌｔｒａｓｏｎｉｃ ｔｉｍｅ ｏｎ Ｃ－Ｐｏｌｙｓａｃｃｈａｒｉｄｅｓ
２．３ 响应面优化试验结果
２．３．１ 中心组合设计试验 根据表１中的因素水平，采
用编码值公式：（Ｚｉ）＝
Ｘｉ－１２
［Ｍａｘ（ｘｉｊ）＋Ｍｉｎ（ｘｉｊ）］
１
２
［Ｍａｘ（ｘｉｊ）－Ｍｉｎ（ｘｉｊ）］
进
行编码值计算，可知共有２７个试验点，其中２４个为分析
因子（１～２４），３个为中心试验点（２５～２７），中心点重复
的目的是估计整个试验的纯误差［１７］，试验结果见表３。
２．３．２ 因素间的交互作用 根据表３的试验结果进行
响应面分析，以总糖含量（Ｙ１）为响应值，对试验中的各
因子两两交互作用，构建三维空间的曲面图与等高线见
图３。从响应曲面图及其等高线图可以反映出各参数之
间的交互影响。由图３Ａ可以看出，在超声时间（Ｘ３）为
２０ｍｉｎ和超声波开启时间（Ｘ４）为２．５ｓ时，液料比（Ｘ１）
和振幅（Ｘ２）对红托竹荪木屑菌丝总糖含量值（Ｙ１）的等
高线呈椭圆形，说明液料比（Ｘ１）和振幅（Ｘ２）的交互影响
效应显著［１５］。在试验范围内，液料比（Ｘ１）对应的响应曲
面坡度比较陡，而振幅（Ｘ２）对应的响应曲面坡度比较
缓，说明液料比（Ｘ１）对红托竹荪木屑菌丝总糖含量值
（Ｙ１）的影响比振幅（Ｘ２）大，当液料比（Ｘ１）低于１２∶
１ｍＬ·ｇ－１左右时，总糖含量（Ｙ１）随着液料比（Ｘ１）的增
大而提高，但当超过时，总糖含量（Ｙ１）却随液料比（Ｘ１）
的增大而降低。当振幅（Ｘ２）逐渐增加时，总糖含量（Ｙ１）
随之提高，当达到４２％～４３％时，总糖含量（Ｙ１）趋于稳
定并有微弱降低的趋势。因此，当液料比（Ｘ１）和振幅
（Ｘ１）分别在（１２∶１）～（１３∶１）ｍＬ·ｇ－１和４２％～４３％
的范围内，红托竹荪木屑菌丝总糖的含量值（Ｙ１）达到最
大。由图３Ｂ可以看出，在振幅（Ｘ２）为４０％和超声波开
表３ 响应面分析方案与试验结果
Ｔａｂｌｅ ３ Ｐｒｏｇｒａｍ ａｎｄ ｅｘｐｅｒｉｍｅｎｔａｌ ｒｅｓｕｌｔｓ ｏｆ ＲＳＡ
试验号
Ｎｏ．
因素Ｆａｃｔｏｒ
Ｘ１ Ｘ２ Ｘ３ Ｘ４
总糖含量（Ｙ１）
Ｃ－Ｐｏｌｙｓａｃｃｈａｒｉｄｅｓ／％
１ －１ －１ ０ ０ ０．５９１
２ －１ １ ０ ０ ０．７６５
３ １ －１ ０ ０ ０．７７６
４ １ １ ０ ０ ０．９８２
５ ０ ０ －１ －１ ０．７９８
６ ０ ０ －１ １ １．１６０
７ ０ ０ １ －１ ０．９６０
８ ０ ０ １ １ １．３２２
９ －１ ０ ０ －１ ０．５５９
１０ －１ ０ ０ １ ０．９２１
１１ １ ０ ０ －１ ０．７６０
１２ １ ０ ０ １ １．１２２
１３ ０ －１ －１ ０ ０．８２２
１４ ０ －１ １ ０ ０．９８４
１５ ０ １ －１ ０ １．０１２
１６ ０ １ １ ０ １．１７４
１７ －１ ０ －１ ０ ０．７９７
１８ －１ ０ １ ０ ０．６８４
１９ １ ０ －１ ０ ０．７２３
２０ １ ０ １ ０ １．１６０
２１ ０ －１ ０ －１ ０．７２２
２２ ０ －１ ０ １ １．０８４
２３ ０ １ ０ －１ ０．９１２
２４ ０ １ ０ １ １．２７４
２５ ０ ０ ０ ０ １．１４８
２６ ０ ０ ０ ０ １．１０９
２７ ０ ０ ０ ０ ０．９８５
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·食用菌· 北方园艺２０１６（１５）：１３５～１４１
图３ 响应面和等高线
Ｆｉｇ．３ Ｒｅｓｐｏｎｓｅ ｓｕｒｆａｃｅ ｐｌｏｔ ａｎｄ ｉｔｓ ｃｏｎｔｏｕｒ ｐｌｏｔ
启时间（Ｘ４）为２．５ｓ时，液料比（Ｘ１）和超声时间（Ｘ３）红
托竹荪木屑菌丝总糖含量值（Ｙ１）的等高线呈椭圆形，说
明液料比（Ｘ１）和超声时间（Ｘ３）的交互影响效应显著。
在试验范围内，超声时间（Ｘ３）对应的响应曲面坡度比较
缓，说明超声时间（Ｘ３）对红托竹荪木屑菌丝总糖含量值
（Ｙ１）的影响较小。随着超声时间（Ｘ３）的延长，总糖含量
（Ｙ１）平缓地增加，当超声时间（Ｘ３）达到２３ｍｉｎ时总糖含
量（Ｙ１）达到最高。因此，当液料比（Ｘ１）和超声时间（Ｘ３）
分别在（１２∶１）～（１３∶１）ｍＬ·ｇ－１和２３ｍｉｎ的范围内，
红托竹荪木屑菌丝总糖的含量值（Ｙ１）达到最大。由图
３Ｃ可知，在振幅（Ｘ２）为４０％和超声时间（Ｘ３）为２０ｍｉｎ
时，液料比（Ｘ１）和超声波开启时间（Ｘ４）对红托竹荪木屑
菌丝总糖含量值（Ｙ１）的交互等高线呈椭圆形，说明液料
比（Ｘ１）和超声波开启（Ｘ４）的交互影响效应显著。在试
验范围内，超声波开启时间（Ｘ４）对应的响应曲面坡度比
较缓，说明超声波开启时间（Ｘ３）对红托竹荪木屑菌丝总
糖含量值（Ｙ１）的影响较小。随着超声波开启时间的延
长，总糖含量（Ｙ１）随着增加，当超声波开启时间达到２．８ｓ
时总糖含量（Ｙ１）达到最高。因此，当液料比（Ｘ１）和超声
波开启时间（Ｘ４）分别在（１２∶１）～（１３∶１）ｍＬ·ｇ－１和
２．８ｓ的范围内，红托竹荪木屑菌丝总糖的含量值（Ｙ１）达
到最大。由图３Ｄ可以看出，在液料比（Ｘ１）为１０∶
１ｍＬ·ｇ－１和超声波开启时间（Ｘ４）为２．５ｓ时，振幅（Ｘ２）
和超声时间（Ｘ３）对红托竹荪木屑菌丝总糖含量值（Ｙ１）
８３１
北方园艺２０１６（１５）：１３５～１４１ ·食用菌·
的交互等高线呈椭圆形，说明振幅（Ｘ２）和超声时间（Ｘ３）
对红托竹荪木屑菌丝总糖含量的交互影响效应显著。
在试验范围内，振幅（Ｘ２）对应的响应曲面坡度比较陡，
而超声时间（Ｘ３）对应的响应曲面坡度比较缓，说明振幅
（Ｘ２）对红托竹荪木屑菌丝总糖含量值（Ｙ１）的影响比超
声时间（Ｘ３）较大。由图３Ｅ可知，在液料比（Ｘ１）为１０∶
１ｍＬ·ｇ－１和超声时间（Ｘ３）为２０ｍｉｎ时，振幅（Ｘ２）和超
声波开启时间（Ｘ４）对红托竹荪木屑菌丝总糖含量值
（Ｙ１）的交互等高线呈椭圆形，说明振幅（Ｘ２）和超声波开
启时间（Ｘ４）对红托竹荪木屑菌丝总糖含量的交互影响
效应显著。在试验范围内，超声波开启时间（Ｘ４）对应的
响应曲面坡度比较陡，而振幅（Ｘ２）对应的响应曲面坡度
比较缓，说明超声波开启时间（Ｘ４）对红托竹荪木屑菌丝
总糖含量值（Ｙ１）的影响比振幅（Ｘ２）大。图３Ｆ表明，在
液料比（Ｘ１）为１０∶１ｍＬ·ｇ－１和振幅（Ｘ２）为４０％时，超
声时间（Ｘ３）和超声波开启时间（Ｘ４）对红托竹荪木屑菌
丝总糖含量值（Ｙ１）的交互等高线呈椭圆形，说明超声时
间（Ｘ３）和超声波开启时间（Ｘ４）对红托竹荪木屑菌丝总
糖含量的交互影响效应显著。在试验范围内，超声波开
启时间（Ｘ４）对应的响应曲面坡度比较陡，而超声时间
（Ｘ３）对应的响应曲面坡度比较缓，说明超声波开启时间
（Ｘ４）对红托竹荪木屑菌丝总糖含量值（Ｙ１）的影响比超
声时间（Ｘ３）大。综上所述，液料比（Ｘ１）、振幅（Ｘ２）、超声
时间（Ｘ３）和超声波开启时间（Ｘ４）对红托竹荪木屑菌丝
总糖含量值（Ｙ１）的两两交互影响效应均显著。且液料
比（Ｘ１）＞超声波开启时间（Ｘ４）＞振幅（Ｘ２）＞超声时间
（Ｘ３）。而且，当液料比（Ｘ１）为１２．５∶１ｍＬ·ｇ－１、振幅
（Ｘ２）为４２．５％、超声时间（Ｘ３）为２３ｍｉｎ和超声波开启
时间（Ｘ４）为２．８ｓ时竹荪木屑菌丝总糖提取率达到最大，
其预测值为１．４２２ ４９６ ５２７ ８％。但是，由于响应面与等高
线分析得到的最优方案是在试验范围内得出的结果，并不
能直接得到最优的方案结果，因此还应进一步进行回归分
析，建立回归模型，利用回归模型得到最优方案。
２．３．３ 模型的建立与显著性检验 利用ＳＡＳ ９．２软件
进行二次线性回归拟合见表４，可以看出回归模型极
显著（Ｐ＜０．０００ １），因变量与所考察自变量之间的线性
关系显著（Ｒ２＝０．９８７ ００４ ７），说明该模型拟合程度较好，
失拟检验不显著（Ｐ＞０．０５），说明该试验所得二次回归
方程高度显著，能很好地对响应值进行预测。一次项
Ｘ１、Ｘ２、Ｘ３、Ｘ４ 及二次项Ｘ１２、Ｘ１Ｘ３、Ｘ２２ 表现为极显著
（Ｐ＜０．０００ １），说明它们对响应值影响极大，且所考察因
素对响应值影响不是简单的一次线性关系。根据参数
估计，最终得到红托竹荪木屑菌丝总糖含量与液料比
（Ｘ１）、振幅（Ｘ２）、超声时间（Ｘ３）、超声波开启时间（Ｘ４）的
数学回归模型为 Ｙ１＝１．０８０ ６６７＋０．１００ ５００Ｘ１ ＋
０．０９５ ０００Ｘ２＋０．０８１ ０００Ｘ３＋０．１８１ ０００Ｘ４－０．２２９ ６６７Ｘ１２＋
０．００８ ０００Ｘ１Ｘ２ －０．０７２ ４１７Ｘ２２ ＋０．１３７ ５００Ｘ１Ｘ３ －
０．０１０ １６７Ｘ３２－０．０１０ ４１７Ｘ４２。根据表５因子检验结果可知，
影响木屑菌丝总糖含量的因素主次顺序为液料比（Ｘ１）＞
超声波开启工作时间（Ｘ４）＞超声时间（Ｘ３）＞振幅（Ｘ２），
表４ 回归统计分析
Ｔａｂｌｅ ４ Ｒｅｓｕｌｔｓ ｏｆ ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ ａｎａｌｙｓｉｓ
来源
Ｓｏｕｒｃｅ
ＤＦ ＳＳ ＭＳ Ｆ ｔ Ｐｒ＞Ｆ
显著性
Ｓｔａｔｉｓｔｉｃａｌ ｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｃｅ
模型 Ｍｏｄｅｌ １４ １．１０４ ０５２ １９ ０．０７８ ８６０ ８７ ６５．３１ ＜０．０００ １ ＊＊
Ｘ１ １ ０．１２１ ２０３ ００ ０．１２１ ２０３ ００ １００．３８ １０．０１９ ０ ＜０．０００ １ ＊＊
Ｘ２ １ ０．１０８ ３００ ００ ０．１０８ ３００ ００ ８９．７０ ９．４７０ ８ ＜０．０００ １ ＊＊
Ｘ３ １ ０．０７８ ７３２ ００ ０．０７８ ７３２ ００ ６５．２１ ８．０７５ １ ＜０．０００ １ ＊＊
Ｘ４ １ ０．３９３ １３２ ００ ０．３９３ １３２ ００ ３２５．６０ １８．０４４ ０ ＜０．０００ １ ＊＊
Ｘ１２ １ ０．２９６ ９９４ ２５ ０．２９６ ９９４ ２５ ２４５．９７ －１５．２６４ ０ ＜０．０００ １ ＊＊
Ｘ１Ｘ２ １ ０．０００ ２５６ ００ ０．０００ ２５６ ００ ０．２１ ０．４６０ ５ ０．６５３ ４
Ｘ１Ｘ３ １ ０．０７５ ６２５ ００ ０．０７５ ６２５ ００ ６２．６３ ７．９１４ １ ＜０．０００ １ ＊＊
Ｘ１Ｘ４ １ ０ ０ ０ ３．１９５ １Ｅ－１５ １．０００ ０
Ｘ２２ １ ０．０２８ ９６２ ３４ ０．０２８ ９６２ ３４ ２３．９９ －４．８１２ ９ ０．０００ ４ ＊＊
Ｘ２Ｘ３ １ ０ ０ ０ ０ １．０００ ０
Ｘ２Ｘ４ １ ０ ０ ０ ０ １．０００ ０
Ｘ３２ １ ０．０００ ２６８ ８９ ０．０００ ２６８ ８９ ０．２２ －０．６７５ ７ ０．５１２ ０
Ｘ３Ｘ４ １ ０ ０ ０ ３．１９５ １Ｅ－１５ １．０００ ０
Ｘ４２ １ ０．０００ ５７８ ７０ ０．０００ ５７８ ７０ ０．４８ －０．６９２ ３ ０．５０１ ９
残差Ｒｅｓｉｄｕａｌ １２ ０．０１４ ４８９ ００ ０．００１ ２０７ ４２
失拟Ｌａｃｋ ｏｆ ｆｉｔ １０ ０．０００ ０００ ３３３ ３．３３３ ３３３ ３Ｅ－８ ０．００ １．０００ ０ 不显著
纯误差Ｐｕｒｅ ｅｒｒｏｒ ２ ０．０１４ ４８９ ０００ ０．００７ ２４４ ０００
总离差Ｃｏｒｒｅｃｔｅｄ ｔｏｔａｌ ２６ １．１１８ ５４１ １９０
相关系数Ｒ２ Ｒ２＝０．９８７ ０４７
注：＊＊表示极显著（Ｐｒ＜０．０１），下同。
Ｎｏｔｅ：＊＊Ｓｈｏｗｓ ｖｅｒｙ ｓｔａｔｉｓｔｉｃａｌ ｓｉｇｎｆｉｃａｎｃｅ（Ｐｒ＜０．０１），ｔｈｅ ｓａｍｅ ｂｅｌｏｗ．
９３１
·食用菌· 北方园艺２０１６（１５）：１３５～１４１
除Ｘ２和Ｘ３的关系相反外，其余的因素关系与２．３．２中
进行的响应曲面分析结果基本一致。这与响应曲面是
对试验范围的分析，而回归分析是整个过程的分析有
关。由表６可知，４个特征向量的特征值有正有负，表明
此二次响应面是鞍面，无极值存在，因此，不能直接从此
二次响应面上找出最佳工艺参数，需要进一步作岭嵴
分析［１８］。
表５ 因子检验
Ｔａｂｌｅ ５ Ｆａｃｔｏｒ ｔｅｓｔｓ
因子
Ｆａｃｔｏｒ
ＤＦ ＳＳ ＭＳ Ｆ Ｐｒ＞Ｆ
显著性（Ｐｒ＜０．０１）
Ｓｔａｔｉｓｔｉｃａｌ ｓｉｇｎｆｉｃａｎｃｅ
Ｘ１ ５ ０．４７８ ４００ ０．０９５ ６８０ ７９．２４ ＜０．０００ １ ＊＊
Ｘ２ ５ ０．１３６ ５２５ ０．０２７ ３０５ ２２．６１ ＜０．０００ １ ＊＊
Ｘ３ ５ ０．１５４ ９０８ ０．０３０ ９８２ ２５．６６ ＜０．０００ １ ＊＊
Ｘ４ ５ ０．３９３ ７１１ ０．０７８ ７４２ ６５．２２ ＜０．０００ １ ＊＊
表６ 典型值分析
Ｔａｂｌｅ ６ Ｒｅｐｒｅｓｅｎｔａｔｉｖｅ ｖａｌｕｅｓ ｏｆ ｔｈｅ ｒｅｓｐｏｎｓｅ ｓｕｒｆａｃｅ ｅｘｐｅｒｉｍｅｎｔ
特征值
Ｅｉｇｅｎ Ｖａｌｕｅ
特征向量Ｅｉｇｅｎｖｅｃｔｏｒ
Ｘ１ Ｘ２ Ｘ３ Ｘ４
０．００９ ６０４ ０．２７６ ３４１ ０．０１３ ４７７ ０．９６０ ９６５ ０
－０．０１０ ４１７ ０ ０ ０ １．０００ ０００
－０．０７２ ３４８ ０．０１７ １３７ ０．９９９ ６７４ －０．０１８ ９４８ ０
－０．２４９ ５０５ ０．９６０ ９０７ －０．０２１ ７０５ －０．２７６ ０２０ ０
２．３．４ 岭嵴分析与工艺条件的确定 岭嵴分析的原理
是以原始设计中心点Ｘｉ＝０（ｉ＝１，２，３，……）为球心，ｒ
为半径的超球面与响应面的交点（即嵴点）形成的轨迹
范围内找出最佳响应值，即最佳工艺条件。岭嵴分析的
结果是对每个坐标从编码零值点开始不断扩大，半径ｒ
可以由试验者自行规定，但不能超出试验范围，而一般
当ｒ＞１．０时，某个试验因素的水平会超过试验水平范
围［１９］。因此，为了便于分析，该试验选取ｒ在０．０、０．１、
０．２、……１．０上计算嵴点。由表７岭嵴分析结果可知，
随着编码半径ｒ的增加，响应值Ｙ１ 也逐渐增大。当ｒ＝
１．０时，理论响应值达到最大为１．３０３ ００４％，此时。岭
嵴分析结果为：Ｘ１＝０．２５６ ０２５，Ｘ２＝０．２７２ ５５９，Ｘ３＝
０．５０１ ８２２，Ｘ４＝０．７７９ ９６０，利用编码公式将上述编码值
转变为实际参数为液料比１１．２８０ １２５∶１ｍＬ·ｇ－１、振幅
４１．３６２ ７９５％、超声时间２１．５０５ ４６６ｍｉｎ、超声波开启时
间２．７３３ ９８８ｓ，考虑实际操作性，故选定调整后工艺参
数为液料比（Ｘ１）为１１∶１ｍＬ·ｇ－１、振幅（Ｘ２）为４１％、
超声时间（Ｘ３）为２２ｍｉｎ、超声波开启时间（Ｘ４）为２．７ｓ。
２．３．５ 木屑菌丝总糖含量测定工艺验证 在此岭嵴分
析优化的条件下，以热水浸提法［１９］为对照进行验证试
验，设重复３次，由表８可知，木屑菌丝中总糖含量的平
均值为１．１７９ ９６４％，与预测值１．１８３ ２５５ １９６％仅相差
０．００３ ２９１ １９６％，且高出热水浸提法０．０７４ ８６９％。
表７ 岭嵴分析结果
Ｔａｂｌｅ ７ Ｒｉｄｇｅ ａｎａｌｙｓｉｓ ｏｆ ｔｈｅ ｒｅｓｐｏｎｓｅ ｓｕｒｆａｃｅ ｅｘｐｅｒｉｍｅｎｔ
编码半径
Ｃｏｄｅｄ ｒａｄｉｕｓ
预估响应值
Ｅｓｔｉｍａｔｅｄ ｒｅｓｐｏｎｓｅ
标准误差
Ｓｔａｎｄａｒｄ ｅｒｒｏｒ
未编码因素值 Ｕｎｃｏｄｅｄ ｆａｃｔｏｒ ｖａｌｕｅｓ
Ｘ１ Ｘ２ Ｘ３ Ｘ４
０．０ １．０８０ ６６７ ０．０２０ ０６２ ０ ０ ０ ０
０．１ １．１０４ ５０５ ０．０１９ ９８７ ０．０３７ ６１４ ０．０３８ １４８ ０．０３６ ３０３ ０．０７６ ２３７
０．２ １．１２７ ７８４ ０．０１９ ７６８ ０．０６９ ３１５ ０．０７３ ６７０ ０．０７７ ２０７ ０．１５４ ２９６
０．３ １．１５０ ６２７ ０．０１９ ４２０ ０．０９７ ２３２ ０．１０６ ４２５ ０．１２１ ６９５ ０．２３３ ２６０
０．４ １．１７３ １１４ ０．０１８ ９７３ ０．１２２ ６９４ ０．１３６ ５１５ ０．１６９ １５６ ０．３１２ ５６４
０．５ １．１９５ ３０３ ０．０１８ ４７０ ０．１４６ ５４５ ０．１６４ １３５ ０．２１９ ２０８ ０．３９１ ８３１
０．６ １．２１７ ２３７ ０．０１７ ９７６ ０．１６９ ３４２ ０．１８９ ５０３ ０．２７１ ６０３ ０．４７０ ７９１
０．７ １．２３８ ９４８ ０．０１７ ５７６ ０．１９１ ４６０ ０．２１２ ８３６ ０．３２６ １６９ ０．５４９ ２３４
０．８ １．２６０ ４６５ ０．０１７ ３７９ ０．２１３ １６３ ０．２３４ ３３６ ０．３８２ ７８４ ０．６２６ ９９６
０．９ １．２８１ ８１０ ０．０１７ ５０７ ０．２３４ ６３９ ０．２５４ １８８ ０．４４１ ３５９ ０．７０３ ９４３
１．０ １．３０３ ００４ ０．０１８ ０８３ ０．２５６ ０２５ ０．２７２ ５５９ ０．５０１ ８２２ ０．７７９ ９６０
表８ 对比验证试验结果
Ｔａｂｌｅ ８ Ｖｅｒｉｆｉｅｄ ｂｙ ｃｏｍｐａｒｉｎｇ ｗｉｔｈ ｅｘｐｅｒｉｍｅｎｔａｌ ｒｅｓｕｌｔｓ
方法
Ｍｅｔｈｏｄ
总糖含量Ｃ－Ｐｏｌｙｓａｃｃｈａｒｉｄｅｓ（％）
１ ２ ３ 平均值 Ｍｅａｎ±ＳＥ
热水浸提法Ｈｏｔ ｗａｔｏｒ ｅｘｔｒａｃｔｉｏｎ １．１２４ ０９５ １．０６８ ５２５ １．１２２ ６６６ １．１０５ ０９５±０．０１８ ２８９ ９
超声波法Ｕｌｔｒａｓｏｎｉｃ ｍｅｔｈｏｄ １．１２９ ０９９ １．１６３ ７６３ １．２４７ ０２９ １．１７９ ９６４±０．０３４ ９９４ １
预测值Ｐｒｅｄｉｃｔｅｄ ｖａｌｕｅ １．１８３ ２５５ １９６
３ 讨论
超声波破碎法破碎比例较少，且浸入基质料的木屑
菌丝时，破碎较为彻底，总糖得率高。但是振幅过低或
时间较短得率较低，可能与菌丝破碎程度有关；破碎时
间过长或增幅过大，总糖得率与检测值反而下降，可能
与破碎过度导致部分总糖结构受到机械破坏，理化性状
０４１
北方园艺２０１６（１５）：１３５～１４１ ·食用菌·
被改变有关。因此采用响应面岭嵴分析法优化得到的
工艺参数更准确可靠，效率高，有较强的实用价值［１５］。
２０１０年，高擎等［１６］以竹荪子实体干品为材料，采用
响应面分析法确定了竹荪多糖提取的最优工艺条件中
料液比１∶３３ｍＬ·ｇ－１，提取率大１１．７１７％；叶敏［４］以红
托竹荪子实体为材料，优化出多糖最佳工艺条件中料液
比１∶２５ｍＬ·ｇ－１，提取率为７．２３％。张伟刚等［１９］通过
Ｂｏｘ－Ｂｅｈｎｋｅｎ设计建立了热水浸提红托竹荪子实体多糖
的二次多项式模型，并得到了优化提取工艺条件料液比
１∶３１ｍＬ·ｇ－１，提取次数２次，红托竹荪多糖的提取得
率为１２．０５％。以上试验中液料比和提取率均与该研究
结果有显著的差异，这与供试材料有关。
该试验范围内建立的二次线性回归模型准确有效，
可用来预测设定条件范围内及其周围的红托竹荪木屑
菌丝总糖含量测定工艺参数，对试验拟合较好。超声波
破碎法也可用于其它基质料中菌丝含量较小不宜采用
研磨进行破碎的供试材料，以及其它食用菌菌株的菌丝
破碎来提取和检测总糖，甚至对其它成分含量的检测与
提取均具有一定的借鉴意义，但是各项工艺参数还需进
一步的优化研究。
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Ｍｙｃｅｌｉｕｍ Ｔｏｔａｌ Ｐｏｌｙｓａｃｃｈａｒｏｓｅ ｂｙ Ｒｅｓｐｏｎｓｅ Ｓｕｒｆａｃｅ Ａｎａｌｙｓｉｓ
ＧＯＮＧ Ｇｕａｎｇｌｕ１，ＧＵＩ Ｙａｎｇ１，２，ＬＵ Ｙｉｎｇｙｉｎｇ１，ＺＨＵ Ｇｕｏｓｈｅｎｇ１，２
（１．Ｇｕｉｚｈｏｕ Ｐｒｏｖｉｎｃｉａｌ Ｉｎｓｔｉｔｕｔｅ ｏｆ Ｃｒｏｐ Ｇｅｒｍｐｌａｓｍ Ｒｅｓｏｕｒｃｅｓ，Ｇｕｉｙａｎｇ，Ｇｕｉｚｈｏｕ ５５０００６；２．Ｇｕｉｚｈｏｕ Ｋｅｙ Ｌａｂｏｒａｔｏｒｙ ｏｆ Ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌ
Ｂｉｏｔｅｃｈｎｏｌｏｇｙ，Ｇｕｉｙａｎｇ，Ｇｕｉｚｈｏｕ ５５０００６）
Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｄｉｃｔｙｏｐｈｏｒａ ｒｕｂｒｏｖｏｌｖａｔａ ｗａｓ ｕｓｅｄ ａｓ ｔｅｓｔ ｍａｔｅｒｉａｌ，ｂｙ ｓａｗｄｕｓｔ ｃｕｌｔｕｒｅ，Ｍｙｃｅｌｉｕｍ ｐｏｌｙｓａｃｃｈａｒｏｓｅ ａｓ ｔｅｓｔ ｉｎｄｅｘ，
ｔｈｅ ｅｆｅｃｔｓ ｏｆ ｌｉｑｕｉｄ－ｍａｔｅｒｉａｌ ｒａｔｉｏ，ａｍｐｌｉｔｕｄｅ，ｐｒｏｃｅｓｓｉｎｇ ｔｉｍｅ ａｎｄ ｕｌｔｒａｓｏｎｉｃ ｄｕｒａｔｉｏｎ ｏｆ ｕｌｔｒａｓｏｎｉｃ ｏｎ Ｄ．ｒｕｂｒｏｖｏｌｖａｔａ
ｓａｗｄｕｓｔ ｍｙｃｅｌｉｕｍ ｐｏｌｙｓａｃｃｈａｒｏｓｅ ｄｅｔｅｃｔｉｏｎ ｒａｔｅ ｗｅｒｅ ｉｎｖｅｓｔｉｇａｔｅｄ．Ｂａｓｅｄ ｏｎ ｓｉｎｇｌｅ ｆａｃｔｏｒ ｅｘｐｅｒｉｍｅｎｔｓ，ｒｅｓｐｏｎｓｅ ｓｕｒｆａｃｅ
ａｎａｌｙｓｉｓ ｗａｓ ｕｓｅｄ ｔｏ ｏｐｔｉｍｉｚｅ ｔｈｅ ｐｒｏｃｅｓｓ ｐａｒａｍｅｔｅｒｓ．Ｔｈｅ ｒｅｓｕｌｔｓ ｓｈｏｗｅｄ ｔｈａｔ ｕｎｄｅｒ ｔｈｅ ｃｏｎｄｉｔｉｏｎｓ ｏｆ ｌｉｑｕｉｄ－ｍａｔｅｒｉａｌ ｒａｔｉｏ
ｏｆ １１∶１ｍＬ·ｇ－１，ａｍｐｌｉｔｕｄｅ ｏｆ ４１％，ｐｒｏｃｅｓｓｉｎｇ ｔｉｍｅ ｏｆ ２２ｍｉｎｕｔｅｓ ａｎｄ ｕｌｔｒａｓｏｎｉｃ ｄｕｒａｔｉｏｎ ｏｆ ２．７ｓｅｃｏｎｄｓ，ｔｈｅ Ｄ．
ｒｕｂｒｏｖｏｌｖａｔａｓａｗｄｕｓｔ ｍｙｃｅｌｉｕｍ ｐｏｌｙｓａｃｃｈａｒｏｓｅ ｄｅｔｅｃｔｉｏｎ ｒａｔｅ ｗａｓ １．１８％．
Ｋｅｙｗｏｒｄｓ：Ｄｉｃｔｙｏｐｈｏｒａ ｒｕｂｒｏｖｏｌｖａｔａ；ｓａｗｄｕｓｔ ｍｙｃｅｌｉｕｍ；ｔｏｔａｌ ｓｕｇａｒ；ｄｅｔｅｃｔｉｏｎ ｔｅｃｈｎｏｌｏｇｙ
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