全 文 ：《食品工业》2013 年第34卷第 1 期 80
溪黄草总黄酮的纤维素酶提取工艺优化
崔珏
徐州工程学院食品工程学院（徐州 221000）
摘 要 在单因素试验的基础上，采用Box-Behnken设计对溪黄草总黄酮纤维素酶提取工艺中的酶浓度、酶
解温度和酶解时间3因素的最优化组合进行了定量研究，建立并分析了各因素与得率关系的数学模型。结果表
明：最佳的工艺条件为酶浓度0.75%、酶解温度52.9 ℃和酶解时间73.7 min；经试验验证，在此条件下得率为
3.889%，与理论计算值3.911%基本一致，说明回归模型能较好地预测溪黄草中总黄酮的提取得率。
关键词 溪黄草；总黄酮；纤维素酶提取
Optimization of Cellulase-assisted Extraction of Total Flavonoids from
Rabdosia serra (Maxim.) Hara
Cui Jue
College of Food Engineering, Xuzhou Institute of Technology (Xuzhou 221000)
Abstract The infl uences of enzyme concentration, enzymolysis temperature and enzymolysis time on the yield of total
fl avonoids from Rabdosia serra (Maxim.) Hara with the cellulase-assisted extraction technique were studied according
to the Box-Behnken experimental design based on the single factor experiments. One mathematical model established
and analyzed by response surface methodology (RSM) was adequate to describe the relationships between the studied
factors and the response of the total fl avonoid extraction yield. Based on the canonical analysis, the optimum extraction
conditions were obtained as follows: enzyme concentration 0.75%, enzymolysis temperature 52.9℃ and enzymolysis
time 73.7 min. Under the optimized extraction conditions, it can be included that the total fl avonoid extraction yield is
3.889%, which is close to the estimated value 3.911% attained by using regression model. This model can be used to
predict the experiment results well.
Keywords Rabdosia serra (Maxim.) Hara; total fl avonoids; cellulase-assisted extraction
溪黄草属于唇形科香茶属植物，具有清热祛湿、
凉血散瘀、抗肿瘤、抗菌、抗氧化、利胆、消炎及保
肝等作用[1-6]，临床用于治疗乙型肝炎、急性黄疸型肝
炎、急性胆囊炎以及治疗跌打、痈肿等症[7]。化学研
究表明黄酮类化合物是其主要有效部位之一[8-9]，如何
高效地提取其总黄酮部位对于溪黄草的新药开发具有
8.62 g/g。
表4 正交试验结果与分析
序号 A酸处理温度/℃ B酸的浓度/%
C酸处理时间/
min 提取率/%
1 1（60） 1（1） 1（60） 13.78
2 1 2（1.5） 2（90） 14.23
3 1 3（2） 3（120） 15.56
4 2（70） 1 2 13.91
5 2 2 3 16.97
6 2 3 1 15.24
7 3（80） 1 3 14.12
8 3 2 1 15.12
9 3 3 2 16.50
K1 14.52 13.94 14.71
K2 15.37 15.44 14.88
K3 15.25 15.77 15.55
R 0.85 1.83 0.84
注：K1，K2，K3所在行的数据分别为对应提取因素同一水平下的得率均值。
3 结论
1) 本试验用化学法提取麦麸中不溶性膳食纤维最
优的提取工艺为：碱的浓度4%、处理温度70 ℃、处
理时间75 min，酸的浓度2%、处理温度70 ℃、处理
时间120 min，在此条件下获得水不溶性膳食纤维的提
取率为18.12%。
2) 提取得到的膳食纤维的膨胀力为5.43 mL/g，持
水力为8.62 g/g，产品无涩味、无粗糙感。
参考文献：
[1] 郑建仙. 功能性食品:第一卷[M]. 北京: 中国轻工业出版
社, 1995.
[2] 郑建仙. 功能性膳食纤维[M]. 北京: 化学工业出版社,
2005: 23-35.
[3] 李大川,袁建,石嘉怿,等. 麦麸功能成分提取工艺的研究
[J], 现代面粉工业, 2010(6): 37-40.
[4] 曾庆梅,杨毅,殷允旭,等. 梨渣水不溶性膳食纤维的提取工
艺研究[J], 食品科学, 2008, (29)8: 275-278.
[5] 邓红,宋纪蓉. 苹果渣水不溶性膳食纤维的提取及脱色工
艺研究[J]. 食品与发酵工业, 2002(5): 10-13.
工艺技术
《食品工业》2013 年第34卷第 1 期 81
重要意义。
纤维素酶提取作为一种优良的提取方法，具有操
作简便快捷、绿色无污染、提出率高等特点，目前己
广泛应用在生物活性物质的提取方面[10-13]。本试验采
用纤维素酶提取溪黄草总黄酮，探索提取的最佳工艺
参数，旨在为其产品的开发与利用提供强有力的理论
依据和技术支持。
1 材料与方法
1.1 原料与试剂
溪黄草：安徽亳州药材市场；芦丁对照品，中国
药品生物制品检定所；纤维素酶：无锡市雪梅酶制剂
科技有限公司；乙醇，NaNO2，Al(NO3) 3，NaOH，硫
酸亚铁水杨酸和双氧水等皆为国产分析纯。
1.2 仪器与设备
SENCO R201L旋转蒸发器：上海申生科技有限
公司；SHZ–D(Ш)循环水式真空泵：巩义市英峪予
华仪器厂；TGL-16G型台式离心机：上海安亭科学仪
器厂；pHS-3C型酸度计：上海雷磁仪器厂；数显式
电热恒温水浴锅：上海跃进医疗器械厂；SHJM-1数
显恒温搅拌电热套：山东省鄄城现代实验仪器厂；
THZ-82恒温振荡器：常州国华电器有限公司；7230G
可见分光光度计：上海精密科学仪器有限公司。
1.3 方法
1.3.1 标准曲线的建立[10]
按文献[10]方法检测黄酮浓度。以芦丁质量浓
度为横坐标，吸光度值为纵坐标，得回归方程：
A=11.688C－0.0301，R 2=0 .999 0，结果表明在
0.008～0.040 mg/mL之间线性良好。
1.3.2 提取流程
原料粉碎过40目筛，精确称取3 g置于三角瓶中，
首先加入一定pH一定量的磷酸氢二钠–柠檬酸缓冲
液，然后加入一定质量的酶、在一定温度下提取一定
时间后，将提取液过滤，定容，测定。
1.3.3 工艺优化设计
1.3.3.1 单因素试验
分别以液料比、pH、酶浓度、酶解温度和酶解时
间为影响因素考察其对得率的影响。
1.3.3.2 Box-Behnken试验
结合前期单因素试验结果，选取酶浓度、酶解温
度和酶解时间对得率影响显著的3个因素，采用3因素
3水平的Box-Behnken试验方法进行提取条件的优化。
试验因素水平设计见表1。
表1 因素水平表
因素 代码 编码水平-1 0 1
酶浓度/% x1 0.6 0.8 1.0
酶解温度/℃ x2 45 50 55
酶解时间/min x3 30 60 90
设该模型通过最小二乘法拟合的二次多项方程
为： （1）
式中， 为预测响应值，x i和x j为自变量代码
值，β0为常数项，βi为线性系数，βij为交互项系数，
βii为二次项系数。按照Box-Behnken试验设计的统计
学要求，需要15组试验对上述方程的各项回归系数进
行回归拟合。
1.3.4 得率的计算
（2）
2 结果与分析
2.1 单因素试验
2.1.1 液料比的影响
图1 液料比对得率的影响
从图1可知，随着液料比的增加，得率随之增
加，当达到14 mL/g之后，得率增加趋缓；这是因
为随着溶剂倍数的增大，溶剂和溪黄草粉末之间的
接触面变大，从而有利于促进溪黄草中黄酮成分的
溶出。
2.1.2 pH的影响
图2 pH值对得率的影响
由图2可知：pH在3.6～4.4之间，得率一直随pH
的上升而增加；当pH超过4.4之后，化学环境不利于
酶的作用，酶活力减小，得率下降趋势明显；pH为
4.4时，得率的数值是较为理想的。这是因为：pH=4.4
时，处于纤维素酶的最佳作用pH区间能够发挥纤维
素酶的最大活力，使之最大限度作用于细胞壁纤维素
β-1,4葡萄糖苷键，破坏细胞壁，减小传质阻力，加
速总黄酮的溶出效率。
2.1.3 酶浓度的影响
纤维素酶在酸性介质中催化原料中的纤维素水
解，使细胞壁部分破损，令细胞内的膜系统发生变形
基金项目：徐州工程学院项目
(XKY2011215)
工艺技术
《食品工业》2013 年第34卷第 1 期 82
或破裂，从而增加了膜的渗透性，减少了总黄酮向主
体溶剂的扩散传质阻力，有利于总黄酮的浸出。由图
3可知，开始阶段，总黄酮的得率随酶浓度的增加而
大幅上升；在达到0.8%以后，总黄酮的得率随酶浓度
的增加而下降。这是因为在试验条件下，酶浓度低于
最佳值时，酶解未进行完全；达最佳值时，酶解进行
较完全；此时如果继续加大酶浓度，没有多余的底物
与之结合，导致酶的作用受到抑制。因此，选择0.8%
左右的酶浓度比较合适。
图3 酶浓度对得率的影响
2.1.4 酶解温度的影响
图4 酶解温度对得率的影响
由图4可知：酶解温度在35 ℃～50 ℃时，得率随
酶解温度的上升而增加；50 ℃达顶点，以后随酶解
温度的增大得率减小。这是因为温度对酶解反应速度
的影响有两方面效应：一方面当温度升高，酶活性增
强、反应速度加快；另一方面温度继续升高，酶活性
减弱、酶的稳定性降低，同时高温还会破坏原本已被
提取出来的总黄酮的结构；低于50 ℃时以前种效应为
主，高于50 ℃时以后种效应为主。
2.1.5 酶解时间的影响
图5 酶解时间对得率的影响
由图5可知：30 min～60 min内总黄酮得率随着时
间的增加而增大：这是因为随着时间的延长，酶活力
得到充分利用，酶解反应进行得较完全，原料中的总
黄酮成分不断地溶出、进入溶液，使得率增加。但提
取一定时间后，继续增加提取时间，得率反而降低。
因此，酶解工艺的适宜时间为6 0min。
2.2 Box-Behnken试验
2.2.1 模型的建立及其显著性检验表
表2 响应曲面试验结果
编号 x1 x2 x3 得率/%
1 0.6 45 60 2.132
2 1 45 60 2.530
3 0.6 55 60 3.571
4 1 55 60 2.536
5 0.6 50 30 2.602
6 1 50 30 2.907
7 0.6 50 90 3.248
8 1 50 90 3.031
9 0.8 45 30 2.329
10 0.8 55 30 3.612
11 0.8 45 90 2.895
12 0.8 55 90 3.622
13 0.8 50 60 3.763
14 0.8 50 60 3.759
15 0.8 50 60 3.706
16 0.8 50 60 3.696
17 0.8 50 60 3.765
试验结果见表2，利用Design expert V7.0.0统计软
件对表2试验数据进行回归拟合，得到总黄酮得率对
以上三个因素的二次多项回归模型为：
得率(%)= －73.14 ＋43.14x1 ＋2.18x2 ＋0.094x3 -
0.358x1x2 －0.022x1x3 －9.27×10-4x2x3 －15.16x12 －
0.0176x22 －2.05×10-4x32 （3）
对该模型进行方差分析，结果见表3。
表3 响应曲面二次回归方程模型方差分析结果
方差来源 SS df MS F值 p值
模型 5.15 9 0.57 34.86 < 0.000 1 **
x1 0.038 1 0.038 2.30 0.173 5
x2 1.49 1 1.49 90.91 < 0.000 1 **
x3 0.23 1 0.23 13.80 0.007 5 **
x1x2 0.51 1 0.51 31.28 0.000 8 **
x1x3 0.068 1 0.068 4.15 0.081 0
x2x3 0.077 1 0.077 4.71 0.066 6
x1
2 1.55 1 1.55 94.37 < 0.000 1 **
x2
2 0.81 1 0.81 49.44 0.000 2 **
x3
2 0.14 1 0.14 8.71 0.021 4 *
残差 0.11 7 0.016
失拟项 0.11 3 0.037 32.09 0.002 9 **
误差项 4 1.146×10-4
总和 5.26 16
R2=0.978 2 R2Adj =0.950 1 Adeq.Precision=17.984
注：**表示极显著，即0.01水平显著；*表示显著，即0.05水平显著。
由表3可知，模型具有显著性(P<0 . 0 1 )以及
R2Adj=0.950 1和Adeq.Precision(信燥比)等于17.984，远
大于4，可知回归方程拟合度和可信度均很高，试验
误差较小，故可用此模型对纤维素酶提取溪黄草总黄
酮的工艺结果进行分析和预测。
2.2.2 响应曲面分析与优化
根据回归方程，作响应曲面图，考察所拟合的响
应曲面的形状，分析酶浓度、酶解温度和酶解时间
工艺技术
《食品工业》2013 年第34卷第 1 期 83
对得率的影响。其响应曲面及其等高线如图6～图8所
示，3组图直观地反映了各因素对响应值的影响。
图6 酶浓度、酶解温度及其相互作用对得率影响的
响应面和等高线
图7 酶浓度、酶解时间及其相互作用对得率影响的
响应面和等高线
图8 酶解温度、酶解时间及其相互作用对得率影响
的响应面和等高线
等高线的形状可反映出交互效应的强弱，椭圆
形表示两因素交互作用显著，而圆形则与之相反。
比较3组图并结合表3中p值可知：模型的一次项
x1(p>0.05)不显著、x2(p<0.01)和x3(p<0.01)极显著；交
互项x1x2(p<0.01)显著，其他交互项不显著；二次项
x1
2(p<0.01)和x22(p<0.01)极显著，x32(p<0.05)显著，表明
各影响因素对得率的影响不是简单的线性关系。
为进一步确定最佳提取工艺参数，对所得方程进
行逐步回归，删除不显著项，然后求一阶偏导，并令
其为0，可得最佳工艺参数为酶浓度0.75%、酶解温度
52.9℃和酶解时间73.7min，此时总黄酮的得率达到最
大值3.911%。
2.2.3 验证试验
为检验Box-Behnken试验设计所得结果的可靠
性，采用上述优化出的工艺参数提取3次，实际测得
的平均得率为3.889%，与理论预测值相比，其相对误
差约为0.56%。因此，基于Box-Behnken试验设计所得
的最佳工艺参数准确可靠，具有实用价值。
3 结论
在单因素试验的基础上建立了一个以溪黄草总黄
酮得率为目标值，以酶浓度、酶解温度和酶解时间为
因素的数学模型，方差分析表明拟合较好。通过对回
归方程优化计算，得到纤维素酶提取的最佳工艺条
件为酶浓度0.75%、酶解温度52.9 ℃和酶解时间73.7
min。对所建立的数学模型进行了试验验证，在最优
条件下得到总黄酮的得率为3.911%，与理论值3.889%
基本一致。
参考文献：
[1] 江苏新医学院. 中药大辞典:下册[M]. 上海:上海科学技术
出版社, 1995: 2511.
[2] 谢春英. 溪黄草提取物预防大鼠急性肝损伤的实验研究
[J]. 中药材, 2007, 30(12): 1582-1583.
[3] 韩坚,钟志勇,林煌权,等. 溪黄草茶浸膏对化学性肝损伤的
保护作用[J]. 中药新药与临床药理, 2005, 16(6): 414-417.
[4] 段志芳,黄晓伟. 溪黄草提取物抗脂质过氧化作用研究[J].
西北药学杂志, 2008, 23(2): 93-94.
[5] 黄晓敏,柯野,林良佳,等. 溪黄草复方对金黄色葡萄球菌生
物膜影响[J]. 中国公共卫生, 2007, 23(11): 1350-1352.
[6] 刘银花,李景田,胡宗礼,等. 溪黄草与虎杖对豚鼠离体胆
囊肌条运动的实验研究[J]. 辽宁中医杂志, 2006, 33(10):
1366-1367.
[7] 吴剑峰. 溪黄草的研究综述[J]. 时珍国医国药, 2003, 14(8):
498-499
[8] 段志芳,梁盛年. 溪黄草及其发酵物中黄酮对自由基的清
除作用[J]. 华西药学杂志, 2007, 22(1): 17-18.
[9] 丁利君,周燕芳,林楠. 溪黄草中黄酮类物质提取及对羟自
由基清除作用[J]. 食品与机械, 2004, 20(3): 13-14.
[10] 李超. 纤维素酶提取大叶金花草总黄酮的工艺研究[J]. 粮
油加工, 2011(3B): 104-107.
[11] 黄剑波,孙哲浩,董华强. 酶解辅助提取甜差黄酮类化合
物的研究[J]. 食品研究与开发, 2008, 29(2): 36-40.
[12] Dominguez H, Nunez M J , M Lema J . Oil extractability
from enzymatically treated soybean and sunflower : range of
operational variables[J]. Food Chemistry, 1993, 46: 277-284.
[13] Dominguez H, Nunez M J, Lema J M. Enzymatic
pretreatment to enhance oil extraction from fruits and
oilseeds: a review[J]. Food Chemi, 1994, (49): 271-286.
工艺技术