全 文 ：第 34 卷 第 2 期
2016 年 3 月
食 品 科 学 技 术 学 报
Journal of Food Science and Technology
Vol． 34 No． 2
Mar． 2016
doi:10． 3969 / j． issn． 2095-6002． 2016． 02． 011 文章编号:2095-6002(2016)02-0068-08
引用格式:李雪影，徐辉，张晶，等． 紫萁干可溶性膳食纤维提取工艺优化［J］． 食品科学技术学报，2016，34(2) :68 － 75．
LI Xueying，XU Hui，ZHANG Jing，et al． Optimized extraction for soluble dietary fiber from dried osmund［J］． Journal of
Food Science and Technology，2016，34(2) :68 － 75．
紫萁干可溶性膳食纤维提取工艺优化
李雪影， 徐 辉， 张 晶， 李新旺， 陆 宁*
(安徽农业大学 茶与食品科技学院，安徽 合肥 230036)
摘 要:利用响应面法对紫萁干可溶性膳食纤维的提取工艺进行优化。通过单因素实验，选取料
液质量浓度、提取温度、超声时间、超声功率作为响应因子，SDF的得率为响应值，根据 Central-Com-
posite实验设计原则，采用响应面优化分析法，依据回归分析，探讨各响应因子的显著性及其交互
作用对于响应值的影响。结果表明，紫萁干 SDF最佳提取工艺条件为 NaOH质量浓度 0. 02 g /mL、
碱解时间 90 min、料液质量浓度 1. 0 g /23 mL、提取温度 54 ℃、超声时间 25 min、超声功率 380 W，该
条件下 SDF的得率可达 38. 39%。
关键词:紫萁干;可溶性膳食纤维;碱法;超声波;响应面法
中图分类号:TS255. 36 文献标志码:A
收稿日期:2015 01 29
作者简介:李雪影，女，硕士研究生，研究方向为营养与食品卫生;
* 陆 宁，女，教授，博士，主要从事食品和农产品贮藏及加工方面的研究。通信作者。
紫萁(Osmunda japonica Thunb) ，为蕨类植物门
(Pteridophyta)原始薄囊蕨纲(Protoleptosporangiopsi-
da)紫萁目(Osmundales)紫萁科(Osmundaceae)紫
萁属(Osmunda)植物，亦别名薇菜、紫箕、白线鸡尾、
大贯众、广东苔、黑背龙、鸡老壳、老虎台、拳菜、一把
抓、月亮草。紫萁以幼嫩拳卷叶供食用，质脆味美，
是兼具营养及食疗保健价值的天然珍品，素有“野
菜之王”之美称［1］。有研究表明，紫萁中富含膳食
纤维、蛋白质、维生素、微量元素等营养素，同时含黄
酮类、内酯类、甾酮类、多糖类、鞣酸等药理成分，具
有清热安神、减肥降压、抗癌等功效，并对乙型脑炎、
流感等多种病毒有显著的抑制效果［2］。
膳食纤维(dietary fiber，DF)是一类不能为人体
内源性酶所消化利用的多糖类与木质素等高分子化
合物的总称，按其溶解性可分为可溶性膳食纤维
(soluble dietary fiber，SDF)和不溶性膳食纤维(in-
soluble dietary fiber，IDF)两大类［3 － 4］。其中 SDF 在
防治心血管相关性疾病、降低胆固醇、预防结肠癌、
清除自由基和控制体重等方向具备比 IDF更强大的
生理功效，因此受到国内外营养学家们的极大关
注［5 － 6］。
紫萁的季节性较强，若不及时采摘或采摘后不
及时加工，很快会出现组织纤维化，导致资源利用率
较低。对紫萁副产物的 DF特别是 SDF进行提取利
用，可以延长紫萁加工产业链，增加其产品的附加
值，提高紫萁资源的综合利用率。目前，对紫萁的研
究主要集中在对其加工方式、黄酮类和多糖类等天
然活性成分的提取方面，而对 SDF 的提取鲜有报
道。本研究以紫萁干为原料，采用碱水解法，结合超
声波附加物理场的作用提取 SDF，并通过 Design-
Expert_8. 0. 6 软件进行响应面优化分析研究，确定
最佳提取工艺参数，以期为紫萁的精深加工和综合
开发应用提供一些理论上的参考。
1 材料与方法
1. 1 材料与试剂
紫萁干，合肥元政农林有限公司提供;φ(乙醇)=
95%的溶液和氢氧化钠均为分析纯。
86
1. 2 仪器与设备
FS－450 型超声波处理器，上海生析超声仪器
有限公司;DGT －G42 型电热恒温鼓风干燥箱，合
肥华德利科学器材有限公司;HC －3514 型高速离
心机，安徽中科中佳科学仪器有限公司;X7－100 型
高速多功能粉碎机，永康市红太阳机电有限公司;
HH－6 型数显恒温水浴锅，常州国华电器有限公
司;BS210S型分析天平，Sartorius 有限公司;DZF －
6050 型真空干燥箱，上海博讯事业有限公司医疗
设备厂。
1. 3 实验方法
1. 3. 1 工艺流程
紫萁干 60 ℃条件下烘干，至恒重，粉碎，过
100 目筛，备用。取约 2. 0 g 紫萁干粉样品置于
250 mL烧杯中，按实验拟定的料液质量浓度缓缓
地加入一定体积的 NaOH 溶液，充分搅拌，后置于
恒温水浴中碱解一段时间。超声处理，离心(4 000
r /min，15 min) ，过滤，得上清液。上清液加 4 倍体
积体积分数为 95% 乙醇，醇沉，静置(至沉淀完
全)。静置后离心(4 000 r /min，10 min) ，除上清
液，滤渣用体积分数为 95%乙醇重复洗涤 3 次，沥
干，真空干燥(60 ℃，0. 08 MPa) ，至恒重，计算 SDF
得率［7 － 8］。
1. 3. 2 单因素实验
以 NaOH质量浓度、碱解时间、料液质量浓度、
提取温度、超声时间、超声功率为考察因素，SDF 得
率为指标，进行单因素实验，确定 SDF 的适宜提取
条件。
1. 3. 2. 1 NaOH质量浓度的选择
取 100 目紫萁干粉约 2. 0 g，按料液质量浓度
(紫萁干粉质量:碱液体积)1. 0 g /25 mL 分别加入
0. 01，0. 02，0. 03，0. 04，0. 05，0. 06 g /mL的 NaOH溶
液，50 ℃水浴恒温碱解 90 min，超声功率 300 W 下
提取 20 min，离心分离，过滤，取上清液，醇沉后离
心，滤渣真空干燥，至恒重，计算得率。
1. 3. 2. 2 碱解时间的选择
取 100 目紫萁干粉约 2. 0 g，按料液质量浓度
1. 0 g /25 mL加入 0. 02 g /mL的 NaOH溶液，50 ℃水
浴恒温碱解 30，60，90，120，150，180 min，超声功率
300 W下提取 20 min，离心分离，过滤，取上清液，醇
沉后离心，滤渣真空干燥，至恒重，计算得率。
1. 3. 2. 3 料液质量浓度的选择
取 100 目紫萁干粉约 2. 0 g，按料液质量浓度
1. 0 g /15 mL，1. 0 g /20 mL，1. 0 g /25 mL，1. 0 g /30
mL，1. 0 g /35 mL，1. 0 g /40 mL 加入 0. 02 g /mL 的
NaOH溶液，50 ℃水浴恒温碱解 90 min，超声功率
300 W下提取 20 min，离心分离，过滤，取上清液，醇
沉后离心，滤渣真空干燥，至恒重，计算得率。
1. 3. 2. 4 提取温度的选择
取 100 目紫萁干粉约 2. 0 g，按料液质量浓度
1. 0 g /25 mL加入 0. 02 g /mL 的 NaOH 溶液，于 20，
30，40，50，60，70 ℃恒温水浴碱解 90 min，超声功率
300 W下提取 20 min，离心分离，过滤，取上清液，醇
沉后离心，滤渣真空干燥，至恒重，计算得率。
1. 3. 2. 5 超声时间的选择
取 100 目紫萁干粉约 2. 0 g，按料液质量浓度
1. 0 g /25 mL加入 0. 02 g /mL的 NaOH溶液，50 ℃水
浴恒温碱解 90 min，超声功率 300 W 下提取 10，15，
20，25，30，35 min，离心分离，过滤，取上清液，醇沉
后离心，滤渣真空干燥，至恒重，计算得率。
1. 3. 2. 6 超声功率的选择
取 100 目紫萁干粉约 2. 0 g，按料液质量浓度
1. 0 g /25 mL加入 0. 02 g /mL的 NaOH溶液，50 ℃水
浴恒温碱解 90 min，超声功率 200，250，300，350，
400，450 W下提取 20 min，离心分离，过滤，取上清
液，醇沉后离心，滤渣真空干燥，至恒重，计算得率。
1. 3. 3 响应面试验
以单因素实验为基础，依据 Central-Composite
实验设计原理［9 － 10］，采用 4 因素 5 水平的响应面分
析方法，对 SDF 提取工艺条件进行优化。其中，料
液质量浓度、提取温度、超声时间、超声功率 4 个因
素的编码值分别以 X1，X2，X3，X4代表，每个因素按
水平的高低分别以 － 2，－ 1，0，+ 1，+ 2 进行编码，
见表 1，编码公式见式(1)。
Xi =
X － X0
ΔX
。 (1)
式(1)中 Xi为实验因子的编码值(i = 1，2，3，
4) ;X 为实验因子的真实值，分别用 a，b，c，d 代替;
X0为实验因子 0 点的真实值;ΔX为实验因子真实值
的步长，即编码值的一个单位。结合实验安排经换
算可得编码值和真实值间的关系，用式(2)方程
表示。
X1 =
a － 25
5 ;X2 =
b － 50
5 ;
X3 =
c － 25
5 ;X4 =
d － 350
50 。 (2)
96第 34 卷 第 2 期 李雪影等:紫萁干可溶性膳食纤维提取工艺优化
表 1 响应面 Central-Composite试验设计因素水平
Tab． 1 Factors and levels of response surface central composite design
因素 编码
编码水平
－ 2 － 1 0 + 1 + 2
ρ(料液)/(g·mL －1) X1 1∶ 15 1∶ 20 1∶ 25 1∶ 30 1∶ 35
θ(提取)/℃ X2 40 45 50 55 60
t(超声)/min X3 15 20 25 30 35
P(超声)/W X4 250 300 350 400 450
式(2)中 a，b，c，d 分别为料液质量浓度、提取
温度、超声时间、超声功率的真实值。
1. 4 SDF得率的测定方法
紫萁干 SDF得率按式(3)进行计算，
SDF得率 =
mSDF
m薇菜干粉原料
× 100%。 (3)
2 结果与分析
2. 1 紫萁干 SDF提取工艺单因素实验
2. 1. 1 NaOH质量浓度对 SDF得率的影响
按照 1. 3. 2. 1 节的方法，得出 SDF 得率随
NaOH质量浓度变化的趋势图，见图 1。
图 1 NaOH质量浓度对 SDF得率的影响
Fig． 1 Effect of alkaline concentration on
yield of soluble dietary fiber
由图 1 可知，NaOH 质量浓度较小时，SDF 得
率随 NaOH质量浓度的增大呈上升趋势;当 NaOH
的质量浓度大于 0. 02 g /mL时，SDF得率增幅趋于
平稳。原因可能是碱液浓度较小时，样品中 DF 在
碱性环境下降解，同时由于皂化反应水解了样品
中少量的脂肪，使杂质逐渐减少，得率增大;而当
NaOH过量时，果胶中的果胶酯酸可能由于脱甲基
作用而溶解，半纤维素也可能胶溶于碱液中，即
IDF 向 SDF 转化，反应至一定程度后进行缓
慢［11 － 12］。基于 NaOH质量浓度越大，所得 SDF 颜
色会越深，以及节约经济等因素，NaOH 质量浓度
选 0. 02 g /mL为宜。
2. 1. 2 碱解时间对 SDF得率的影响
按照 1. 3. 2. 2 节的方法，得出 SDF 得率随碱解
时间变化的趋势图，见图 2。
图 2 碱解时间对 SDF得率的影响
Fig． 2 Effect of extraction time on
yield of soluble dietary fiber
由图 2 可知，起始阶段，SDF得率随碱解时间的
延长而逐渐增大;当时间大于 90 min 后，SDF 得率
略微下降、并趋于平缓。原因可能是时间太短，溶液
和溶质未充分接触，得率较低;随着时间的延长，传
质达到良好状态，SDF 得率增大;提取一段时间后，
SDF在固液之间接近平衡，从而使提取率变化不大。
且能耗增大，效率降低［13 － 14］。从节约能源与成本方
面考虑，最佳碱解时间为 90 min。
2. 1. 3 料液质量浓度对 SDF得率的影响
按照 1. 3. 2. 3 节的方法，得出 SDF 得率随料液
质量浓度变化的趋势图，见图 3。
图 3 料液质量浓度对 SDF得率的影响
Fig． 3 Effect of solid-liquid ratio on
yield of soluble dietary fiber
由图 3 可知，开始阶段(1∶ 15 ～ 1 ∶ 25) ，SDF 得
07 食品科学技术学报 2016 年 3 月
率随料液质量浓度的增大呈上升趋势，主要是由
于经干燥粉碎处理后的紫萁干呈疏松多孔状态，
能吸收一定体积的水分。若加入浸提液的量较
少，被紫萁干粉吸收用作超声介质的液体组分就
会很少，致使超声波在液相介质中的吸收大于其
在固相介质中的吸收;当浸提液的量增多时，紫萁
干粉在浸提液中的分散度变大、接触面增加，即浸
提液中 SDF 的浓度与紫萁干粉边界层浓度差增
大，SDF由紫萁干粉向浸提液的扩散速率加快，细
胞内部的 SDF 更容易被提取出来［15 － 16］。料液质
量浓度 1 ∶ 25 时得率最高，其后得率呈下降趋势，
究其原因可能是随着提取液用量的进一步增大，
DF浓度相对降低，从而不利于 SDF 的提取致使得
率呈下降趋势。
2. 1. 4 提取温度对 SDF得率的影响
按照 1. 3. 2. 4 节的方法，得出 SDF 得率随提取
温度变化的趋势图，见图 4。
图 4 提取温度对 SDF得率的影响
Fig． 4 Effect of extraction temperature on
yield of soluble dietary fiber
由图 4 可知，在一定温度范围内，随着水浴温度
的升高，SDF得率相应增大;温度 50 ℃时，SDF得率
最大。主要由于温度升高，分子的平均运动速率加
快，在分子的振动、转动等物理撞击和碱液的作用
下，SDF脱离不溶性物质的束缚，溶解出来，从而使
SDF得率提高;但温度大于 50 ℃时，SDF 得率下降
比较明显，可能是温度过高导致溶剂气化，使得载体
与溶剂接触不充分［17］;另外，温度过高，碱使其他物
质溶出，导致溶液的黏稠度增大，阻碍了 SDF 的溶
出，且可能使目标成分的结构被破坏，从而得率
降低。
2. 1. 5 超声时间对 SDF得率的影响
按照 1. 3. 2. 5 节的方法，得出 SDF 得率随超声
时间变化的趋势图，见图 5。
由图 5 可知，10 至 25 min 范围内，超声提取时
间延长，SDF得率升高，25 min 时得率最高;时间超
过 25 min后，SDF 得率逐渐下降。主要原因是:超
图 5 超声时间对 SDF得率的影响
Fig． 5 Effect of ultrasonic time on
yield of soluble dietary fiber
声波可加速介质质点的运动，在物料的内部产生剧
烈的振动与空化效应。开始阶段，空化效应对植物
细胞的破壁作用较强，促使 SDF 溶出量增加、得率
不断增大;25 min时，空化效应产生的细胞破壁作用
基本完成，同时随着超声时间的增加，超声波产生的
较强的机械剪切作用，打断了部分 SDF 链的结构，
导致得率显著降低［18］。
2. 1. 6 超声功率对 SDF得率的影响
按照 1. 3. 2. 6 节的方法，得出 SDF 得率随超声
功率变化的趋势图，见图 6。
图 6 超声功率对 SDF得率的影响
Fig． 6 Effect of ultrasonic power on
yield of soluble dietary fiber
由图 6 可知，超声提取功率增大，SDF得率呈先
增大、后减小的趋势。当超声提取功率为 350 W时，
SDF的得率最大;功率大于 350 W时，SDF得率又逐
渐变小。其原因是:超声功率增大，对细胞破壁作用
增强，降低了植物组织中各成分之间结合的紧密程
度，从而较有利于 SDF的溶出［19］。而可溶性成分的
大量溶出，使浸提液的浓度过大，抑制了 SDF 向料
液的进一步分散;另外超声功率过高也能引起一部
分 SDF的分解，使 SDF得率降低。
2. 2 紫萁干 SDF提取工艺的优化
2. 2. 1 模型建立及数据分析
通过 Design-Expert_8. 0. 6 软件，对响应面试验
结果(见表 2)进行统计分析，得出各实验因子编码
值与响应值的四元二次回归方程如式(4)。
17第 34 卷 第 2 期 李雪影等:紫萁干可溶性膳食纤维提取工艺优化
表 2 Central-Composite 试验设计及结果
Tab． 2 Arrangements and experimental results of response surface central composite design
实验号 X1 X2 X3 X4 Y(SDF得率)/%
1 － 1 － 1 － 1 － 1 31. 77
2 1 － 1 － 1 － 1 31. 53
3 － 1 1 － 1 － 1 34. 49
4 1 1 － 1 － 1 33. 91
5 － 1 1 1 － 1 32. 00
6 1 － 1 1 － 1 31. 97
7 － 1 1 1 － 1 34. 24
8 1 1 1 － 1 33. 89
9 － 1 － 1 － 1 1 32. 35
10 1 － 1 － 1 1 31. 13
11 － 1 1 － 1 1 36. 89
12 1 1 － 1 1 34. 96
13 － 1 － 1 1 1 33. 73
14 1 － 1 1 1 32. 05
15 － 1 1 1 1 36. 80
实验号 X1 X2 X3 X4 Y(SDF得率)/%
16 1 1 1 1 34. 99
17 － 2 0 0 0 35. 23
18 2 0 0 0 33. 72
19 0 － 2 0 0 31. 15
20 0 2 0 0 36. 60
21 0 0 － 2 0 31. 36
22 0 0 2 0 32. 76
23 0 0 0 － 2 33. 73
24 0 0 0 2 35. 76
25 0 0 0 0 37. 83
26 0 0 0 0 37. 70
27 0 0 0 0 37. 75
28 0 0 0 0 37. 75
29 0 0 0 0 37. 38
30 0 0 0 0 37. 81
表 3 方差分析和显著性检验
Tab． 3 Analysis of variance and significance test
方差来源 平方和 自由度 均方 F值 P值 显著性
模型 156. 18 14 11. 16 166. 46 ＜ 0. 000 1 ＊＊
X1 4. 91 1 4. 91 73. 33 ＜ 0. 000 1 ＊＊
X2 49. 71 1 49. 71 741. 76 ＜ 0. 000 1 ＊＊
X3 1. 23 1 1. 23 18. 40 0. 000 6 ＊＊
X4 7. 22 1 7. 22 107. 68 ＜ 0. 000 1 ＊＊
X1 X2 0. 14 1 0. 14 2. 10 0. 168 0
X1 X3 6. 250 × 10 －4 1 6. 250 × 10 －4 9. 326 × 10 －3 0. 924 3
X1 X4 1. 85 1 1. 85 27. 60 ＜ 0. 000 1 ＊＊
X2 X3 0. 68 1 0. 68 10. 16 0. 006 1 ＊＊
X2 X4 1. 64 1 1. 64 24. 45 0. 000 2 ＊＊
X3 X4 0. 21 1 0. 21 3. 16 0. 095 9
X21 19. 72 1 19. 72 294. 27 ＜ 0. 000 1 ＊＊
X22 27. 31 1 27. 31 407. 59 ＜ 0. 000 1 ＊＊
X23 57. 80 1 57. 80 862. 52 ＜ 0. 000 1 ＊＊
X24 16. 71 1 16. 71 249. 28 ＜ 0. 000 1 ＊＊
残差 1. 01 15 0. 067
失拟项 0. 87 10 0. 087 3. 19 0. 106 4 不显著
纯误差 0. 14 5 0. 027
总和 157. 18 29
Ｒ2 0. 993 6 Ｒ2Adj 0. 987 6
＊＊差异极显著(P ＜ 0. 01) ;* 差异显著(0. 01 ＜ P ＜ 0. 05)
27 食品科学技术学报 2016 年 3 月
Y = 37. 70 － 0. 45X1 + 1. 44X2 + 0. 23X3 + 0. 55X4 －
0. 094X1X2 +(6. 250 × 10
－03)X1X3 － 0. 34X1X4 －
0. 21X2X3 + 0. 32X2X4 + 0. 12X3X4 － 0. 85X
2
1 －
1. 00X22 － 1. 45X
2
3 － 0. 78X
2
4。 (4)
对回归方程进行方差分析(analysis of variance，
ANOVA)［20 － 21］，结果见表 3。P ＜ 0. 000 1，模型效
应极显著;Ｒ2 = 0. 993 6，响应值与响应因子间的线
性关系显著;Ｒ2Adj = 0. 987 6，说明能够模拟 98. 76%
响应值的变化;失拟项不显著(P = 0. 106 4 ＞ 0. 05) ，
说明模型可信度较高，拟合度较好，能较好地对 SDF
得率进行预测。模型一次项、二次项表现为极显著，
表明其对 SDF得率影响极大。由 F 值大小可知，影
响因素的先后顺序为:X2(提取温度)＞ X4(超声功
率)＞ X1(料液质量浓度)＞ X3(超声时间) ，交互作
用先后顺序为:X1X4 ＞ X2X4 ＞ X2X3 ＞ X3X4 ＞ X1X3 ＞
X1X2。
2. 2. 2 响应面等高线分析
利用 Design-Expert_8. 0. 6 软件，进行回归拟合
分析，得回归方程的响应面等高线图(见图 7)。通
过等高线图，可以更直观地分析各响应因子及其交
互作用对于响应值影响的大小。其中响应面等高线
的形状，反映了两响应因子间交互作用的强弱:椭圆
形表明两响应因子之间的交互作用对 SDF 得率的
影响显著，而圆形则表示两响应因子间的交互效应
相对较弱;等高线排列密集表明对 SDF 得率影响较
大，等高线稀疏则表示对响应值影响较小［22］。
由图 7 可知，图 7c、图 7d、图 7e 中各响应因子
的交互效应对紫萁干 SDF 得率的影响显著，等高线
排列密集且呈椭圆形。图 7a、图 7b、图 7f 中各响应
因子的交互作用对紫萁干 SDF 得率的影响较小，反
映在等高线上为或排列稀疏或趋近于圆形。图形分
析结果与方差分析结果一致。
图 7 各因素交互作用对 SDF得率影响的等高线
Fig． 7 Contour plots for interactive effects of different factors on yield of soluble dietary fiber
2. 2. 3 提取工艺的优化与实验验证
为进一步确定最佳提取工艺参数，对建立的数
学模型分别求 4 个自变量的一阶偏导数，并分别令
其值等于 0，得四元一次方程组:
－ 0. 45 － 1. 7X1 － 0. 094X2 + 0. 31X3 － 0. 34X4 = 0
1. 44 － 0. 094X1 － 2X2 － 0. 21X3 + 0. 32X4 = 0
0. 23 + 0. 31X1 － 0. 21X2 － 2. 9X3 + 0. 12X4 = 0
0. 55 － 0. 34X1 + 0. 32X2 + 0. 12X3 － 1. 56X4





= 0
37第 34 卷 第 2 期 李雪影等:紫萁干可溶性膳食纤维提取工艺优化
联立方程求解，得各实验因子的编码值:X1 =
－ 0. 435 5，X2 = 0. 839 9，X3 = － 0. 002 4，X4 =
0. 619 6，根据编码公式，与之对应的 SDF 实际最佳
提取工艺参数为料液质量浓度 (a) = 1. 0:
(－ 0. 435 5 × 5 + 25)= 1. 0 /22. 82 g /mL;提取温度
(b)= 0. 839 9 × 5 + 50 = 54. 20 ℃;超声时间(c)=
－ 0. 002 4 × 5 + 25 = 24. 99 min;超声功率(d)=
0. 619 6 × 50 + 350 = 380. 98 W。
在上述条件下，紫萁干 SDF 的理论得率为
38. 57%。为了便于实际操作，将较佳提取工艺条件
修正为料液质量浓度 1. 0 g /23 mL、提取温度 54 ℃、
超声时间 25 min、超声功率 380 W。在该条件下进
行验证，重复 3 次，取平均值，得到紫萁干 SDF 的得
率为 38. 39%，同理论预测值(38. 57%)的误差约为
0. 18%。表明建立的数学模型对于优化紫萁干 SDF
的提取工艺条件是合理有效的。
3 结 论
本研究通过响应面分析法，优化了超声波协同
碱法提取紫萁干 SDF的工艺条件。结果表明，紫萁
干 SDF最佳提取工艺条件为料液质量浓度 1. 0 g /23
mL、提取温度 54 ℃、超声时间 25 min、超声功率 380
W、NaOH质量浓度 0. 02 g /mL、碱解时间 90 min，该
条件下 SDF 得率可达 38. 39%，同理论预测值的误
差约为 0. 18%。说明建立的模型合理可靠，可用于
实际预测。本提取工艺较为简单，成品得率和纯度
均较高，是一种较理想的制备 SDF 的方法，也是提
高紫萁综合利用率的有效途径之一。在此基础上，
可进一步对所制备的紫萁干 SDF 进行功能研究与
改善，以获得生理活性高、保健功效显著的优质紫萁
干 SDF。
参考文献:
［1］ 徐怀德． 药食同源新食品加工［M］．北京:中国农业出
版社，2002:181 － 182．
［2］ 陆宁，龙海荣，柴洪迪． 即食薇菜加工工艺的研究［J］．
食品研究与开发，2007，28(10) :116 － 119．
［3］ 王金华，张声华． 啤酒糟中可溶性膳食纤维的提取及
化学组成［J］． 食品科技，2002，23(11) :64 － 66．
［4］ BAZZANO L A． Effects of soluble dietary fiber on low-
density lipoprotein cholesterol and coronary heart disease
risk［J］． Current Atherosclerosis Ｒeports，2008，10(6) :
473 － 477．
［5］ ZACHEＲL C，EISNEＲ P，ENGEL K H． In vitro model
to correlate viscosity and bile acid-binding capacity of di-
gested water-soluble and insoluble dietary fibres［J］．
Food Chemistry，2011，126(2) :423 － 428．
［6］ PAＲK K H，LEE K Y，LEE H G． Chemical composition
and physicochemical properties of barley dietary fiber by
chemical modification［J］． International Journal of Bio-
logical Macromolecules，2013，60(9) :360 － 365．
［7］ 张晓龙，田亚红，常丽新，等． 响应面优化超声 －碱解
法提取玉米芯中可溶性膳食纤维的工艺［J］． 食品工
业科技，2014，35(12) :262 － 267．
［8］ 苗敬芝，冯金和，董玉玮．超声结合酶法提取生姜中水
溶性膳食纤维及其功能性研究［J］． 食品科学，2011，
32(24) :120 － 125．
［9］ DOS SANTOS T C，GOMES D P，BONOMO Ｒ C，et al．
Optimisation of solid state fermentation of potato peel for
the production of cellulolytic enzymes［J］． Food Chemis-
try，2012，133(4) :1299 － 1304．
［10］ FAN Jieping，CAO Jing，ZHANG X H，et al． Optimi-
zation of ionic liquid based ultrasonic assisted extraction
of puerarin from Ｒadix Puerariae Lobatae by response
surface methodology［J］． Food Chemistry，2012，135
(4) :2299 － 2306．
［11］ 赵力超，毛新，黄利华，等．荸荠皮膳食纤维酶化学法
提取工艺研究［J］． 食品工业科技，2009，30(11) :
244 － 246，250．
［12］ 黄群，杨万根，余佶，等．超声波辅助碱法提取杜仲籽
粕可溶性膳食纤维的工艺优化［J］．食品科学，2013，
34(22) :70 － 74．
［13］ 孟鹏，郑宝东．超临界二氧化碳萃取金柑中柠檬苦素
工艺条件优化及数学模型研究［J］． 中国食品学报，
2012，12(7) :80 － 87．
［14］ TOSH S M，YADA S． Dietary fibres in pulse seeds and
fractions: characterization， functional attributes， and
applications［J］． Food Ｒesearch International，2010，43
(2) :450 － 460．
［15］ 林忠宁，何友建，陆烝，等．响应面分析法优选灵芝超
声波提取工艺的研究［J］． 中国食品学报，2012，12
(7) :97 － 104．
［16］ BENDAHOU A，DUFＲESNE A，KADDAMI H，et al．
Isolation and structural characterization of hemicelluloses
from palm of Phoenix dactylifera L．［J］． Carbohydrate
47 食品科学技术学报 2016 年 3 月
Polymers，2007，68(3) :601 － 608．
［17］ KAMIYAMA M，SHIBAMOTO T． Flavonoids with po-
tent antioxidant activity found in young green barley
leaves［J］． Journal of Agricultural and Food Chemistry，
2012，60(25) :6260 － 6267．
［18］ 刘静，李湘利，孔娴，等．超声波协同酶法提取香椿老
叶可溶性膳食纤维的工艺优化［J］．食品科学，2014，
35(12) :41 － 45．
［19］ 董艳红，李姝婧，郑惠华，等．响应曲面优化超声波提
取灵芝多糖工艺研究［J］． 食品科学，2009，30(16) :
98 － 101．
［20］ ＲEYES-MOＲENO C，ＲOMEＲO-UＲAS C，MILN-
CAＲＲILLO J，et al． Optimization of the solid state fer-
mentation process to obtain tempeh from hardened chick-
peas (Cicer arietinum L．) ［J］． Plant Foods for Human
Nutrition，2000，55(3) :219 － 228．
［21］ LI Quanhong，FU Caili． Application of response surface
methodology for extraction optimization of germinant
pumpkin seeds protein［J］． Food Chemistry，2005，92
(4) :701 － 706．
［22］ KALIL S J，MAUGEＲI F，ＲODＲIGUES M I． Ｒesponse
surface analysis and simulation as a tool for bioprocess
design and optimization［J］． Process Biochemistry，
2000，35(6) :539 － 550．
Optimized Extraction for Soluble Dietary Fiber
from Dried Osmund
LI Xueying， XU Hui， ZHANG Jing， LI Xinwang， LU Ning*
(School of Tea and Food Science and Technology，Anhui Agricultural University，Hefei 230036，China)
Abstract:Ｒesponse surface methodology was applied to optimize the technological parameters of the
ultrasonic-assisted alkaline extraction of soluble dietary fiber from dried osmund． Effects of four independ-
ent variables including solid-liquid ratio，extraction temperature，ultrasonic time，and ultrasonic power on
the yield of soluble dietary fiber were studied by single-factor experiments． A quadratic regression mathe-
matical model was established by Central-Composite experimental design and analyzed by response surface
methodology． Meanwhile，the influences of independent variables and their interactions on the response
value were discussed． The optimal technological parameters were determined as follows:alkaline concen-
tration 0. 02 g /mL，extraction time 90 min，solid-liquid ratio 1. 0 g /23 mL，extraction temperature 54 ℃，
ultrasonic time 25 min，and ultrasonic power 380 W． Under the optimal extraction conditions，the yield of
soluble dietary fiber was up to 38. 39% ．
Key words:dried osmund;soluble dietary fiber;alkaline process;ultrasonic method;response surface
methodology
(责任编辑:李 宁)
57第 34 卷 第 2 期 李雪影等:紫萁干可溶性膳食纤维提取工艺优化