免费文献传递   相关文献

响应面法优化合萌总黄酮提取工艺



全 文 :第 35 卷第 5 期
2016 年 10 月
中 国 野 生 植 物 资 源
Chinese Wild Plant Resources
Vol. 35 No. 5
Oct. 2016
doi:10. 3969 / j. issn. 1006 - 9690. 2016. 05. 003
收 稿 时 间:2016 - 03 - 28
基 金 项 目:江苏省中医药局科技项目(LB 13037);江苏省江苏大学第 13 批大学生科研立项资助项目(13A167)。
作 者 简 介:朱媛媛(1992—),女,在读硕士研究生,主要从事中药活性成分研究及新药开发。E - mail:1462936884@ qq. com
* 通讯作者:赵明(1962—),男,主任中药师,硕士研究生导师,主要从事中药活性成分研究及新药开发工作。
E - mail:anchorage8@ 126. com
响应面法优化合萌总黄酮提取工艺
朱媛媛1,赵 明1,2* ,欧阳臻1,蔡建明1,张 成1,周文菊1,刘江弟1,杨 倩1,王琳玮1
(1. 江苏大学 药学院,江苏 镇江 212013;2. 江苏大学附属医院,江苏 镇江 212013)
摘 要 目的:利用响应面法优化合萌中总黄酮的提取工艺条件。方法:通过单因素试验分别考察提取时间、乙醇
体积分数、液固比、提取温度及提取次数对合萌总黄酮得率的影响,并选取提取时间、乙醇体积分数、液固比、提取
温度为影响因子,应用响应面法优化提取工艺。结果:合萌总黄酮的最佳提取条件为:提取时间 60 min,乙醇浓度
65%,液固比(g∶ mL)25∶ 1,提取温度 90 ℃,在此条件下,合萌总黄酮得率为 4. 08 mg /g,接近模型预测值 4. 11 mg /g。
结论:响应面法在一定程度上可以提高合萌总黄酮得率,表明响应面法用于合萌总黄酮提取工艺的优化具有可
行性。
关键词 合萌;总黄酮;响应面法
中图分类号:R284. 2 文献标识码:A 文章编号:1006 - 9690(2016)- 05 - 0009 - 05
Optimization of Extraction for Flavonoids from Aeschynomene indica L.
by Response Surface Methodology
Zhu Yuanyuan1,Zhao Ming1,2* ,Ouyang Zhen1,Cai Jianming1,Zhang Cheng1,
Zhou Wenju1,Liu Jiangdi1,Yang Qian1,Wang Linwei1
(1. School of Pharmacy,Jiangsu University,Zhenjiang 212013,China;
2. Affiliated Hospital of Jiangsu University,Zhenjiang 212013,China)
Abstract Objective:Response Surface Methodology (RSM)was used to optimize the extraction tech-
nology of total flavonoids from Aeschynomene indica L. . Methods:In single - factor tests,extraction
time,ethanol concentration,liquid - solid ratio,extraction temperature and extraction times on yield of
total flavonoids were explored. Among them,extraction time,ethanol concentration,liquid - solid ratio
and extraction temperature were selected as influencing factors during extraction. The extraction technolo-
gy was optimized by RSM. Results:The optimal extraction conditions of total flavonoids were extraction
time of 60 min,ethanol concentration of 65%,liquid - solid ratio (g∶ mL)of 25∶ 1,extraction tempera-
ture of 90 ℃ . Under the optimal conditions,the yield of total flavonoids was 4. 08 mg /g,which was
close to the predicted value (4. 11 mg /g). Conclusion:RSM can improve the yield of total flavonoids in
a certain extent,which indicated that RSM is feasible to optimizing the extraction technology of total fla-
vonoids from Aeschynomene indica L. .
Key words Aeschynomene indica L.;flavonoids;Response Surface Methodology (RSM)
合萌为豆科蝶形花亚科合萌属植物合萌(Ae-
schynomene indica L.)的干燥全草,又名田皂角,俗
称水槐。味甘、苦,性微寒,归肺、胃经。全草入药,
具有清热利湿,祛风明目,通乳等功效。能治水肿腹
胀、肿毒、湿疹、胆囊炎、尿道感染或结石、肾炎水肿
等[1]。分析研究表明,黄酮类化合物具有抗菌、抗
氧化自由基活性、保肝作用、抗骨质疏松作用、抗肿
瘤等多种药理作用[2 - 6],但合萌中黄酮类化合物的
—9—
中 国 野 生 植 物 资 源 第 35 卷
研究尚未有文献报道。本实验首先采用单因素试验
分析提取时间、乙醇体积分数、液固比、提取温度及
提取次数对合萌总黄酮得率的影响,并选取提取时
间、乙醇体积分数、液固比、提取温度 4 个因素为影
响因子,采用 Box - Behnken 设计建立数学模型,以
合萌总黄酮得率为响应值,采用 Design Expert 软件
进行数值分析,得出最优提取工艺条件,为合萌总黄
酮的进一步开发和研究提供参考。
1 实验仪器和材料
1. 1 仪器与设备
SHB - 111 循环水式多用真空泵,郑州长城科
工贸有限公司;HHS - 1 恒温水浴锅,上海浦东跃新
科学仪器厂;AE240 分析天平,上海梅特勒 -托利多
仪器有限司;1810 - B型自动双重纯水蒸馏器,上海
申立玻璃仪器公司;DHG - 9240A 型电热恒温鼓风
干燥箱,上海恒科学仪器有限公司;UV - 2102PCS
型紫外可见分光光度计,尤尼柯(上海)分析仪器有
限公司;旋转蒸发仪,瑞士 BUCHI 公司;H66 MC 超
声清洗机,无锡超声仪器厂。
1. 2 药品与试剂
合萌(采收于江苏省丹阳市导墅镇,经欧阳臻
教授鉴定为合萌 Aeschynomene indica L.);芦丁对照
品,中国食品药品检定研究院,批号:100080 -
200707;三氯化铝、亚硝酸钠、氢氧化钠、乙醇等试剂
均为分析纯,购于国药集团化学试剂有限公司;蒸馏
水为实验室自制。
2 方法与结果
2. 1 溶液制备
2. 1. 1 对照品溶液的制备
精密称取干燥至恒重的芦丁对照品 15. 2 mg,
置 25 mL 容量瓶中,加 70%乙醇使之溶解,并稀释
至刻度,摇匀,作为对照品母液,备用。
2. 1. 2 供试品溶液的制备
干燥的合萌全草经粉碎,过 20 目筛,备用。精
密称取合萌干燥粉末 2. 0 g,置于 100 mL 圆底烧瓶
中,按照一定的提取温度、提取时间、乙醇体积分数、
液固比、提取次数进行回流提取,趁热抽滤,合并提
取液,将滤液浓缩后,转移至 50 mL的容量瓶,定容,
摇匀,作为供试品溶液,备用。
2. 2 标准曲线的绘制
精密量取芦丁对照品溶液 6 份(0. 0、0. 5、1. 0、
1. 5、2. 0、2. 5 mL),分别加入 25 mL 容量瓶中,加
70%乙醇至 6 mL,加入 5% 亚硝酸钠 1 mL,摇匀,放
置 6 min,再加 10% 硝酸铝 1 mL,摇匀,放置 6 min,
再加 1 mol /L 氢氧化钠 10 mL,70%乙醇定容至刻
度,摇匀,放置 15 min,于 510 nm 波长下测吸光度。
以对照品溶液浓度为横坐标 x,吸光度测定值为纵
坐标 y,绘制标准曲线,如图 1 所示。用最小二乘
法计算得到回归方程为 y = 0. 0129x - 0. 0373,r =
0. 9996。在 12. 16 ~ 60. 80 μg /mL 范围内芦丁对照
品浓度与吸光度呈良好的线性关系。
图 1 芦丁标准曲线
2. 3 合萌总黄酮含量测定
精密量取供试品溶液 5. 0 mL,根据亚硝酸钠 -
硝酸铝法,即“2. 2”项下的方法测定吸光度,计算合
萌总黄酮含量,按以下公式计算合萌总黄酮得率。
P =
C × V1 ×
V2
V3
M × 1000
式中:P 为合萌总黄酮的得率(mg /g),C 为从
回归方程计算求得样品溶液的浓度(μg /mL),V1 为
样品溶液定容体积(mL),V2 为提取液定容体积(mL),
V3 为取样溶液体积(mL),M为合萌粉末质量(g)。
2. 4 单因素试验设计
2. 4. 1 提取温度对合萌总黄酮得率的影响
以合萌总黄酮得率为指标,在固定提取时间 60
min,乙醇体积分数 70%,液固比 20 ∶ 1,提取次数 2
次的条件下,考察不同提取温度(60、70、80、90、100
℃)对合萌总黄酮得率的影响。总黄酮得率随提取
温度变化结果如图 2 所示。
结果表明,当温度低于 80 ℃时,随温度的上
升,总黄酮得率变化不大,当温度高于 80℃时,随温
度的上升总黄酮得率显著升高,并在 90 ℃时达到最
高值,但当温度高于 90 ℃时,总黄酮得率反而下降,
这可能是由于温度过高导致可溶性蛋白变性,影响
细胞的破裂,导致总黄酮溶出减少,从而降低了合萌
总黄酮得率[7]。因而确定最佳提取温度为 90 ℃。
—01—
第 5 期 朱媛媛,等:响应面法优化合萌总黄酮提取工艺
图 2 提取温度对合萌总黄酮得率的影响
2. 4. 2 提取时间对合萌总黄酮得率的影响
以合萌总黄酮得率为指标,在固定提取温度 90
℃,乙醇体积分数 70%,液固比 20∶ 1,提取次数 2 次
的条件下,考察不同提取时间(30、45、60、75、90
min)对合萌总黄酮得率的影响。总黄酮得率随提
取时间变化结果如图 3 所示。
结果表明:随时间增加,合萌总黄酮提取率先上
升后下降,60 min时达到最高点,提取时间过长或过
短时,合萌总黄酮得率均较低。这可能是由于提取
时间过短时,合萌总黄酮提取不充分,而时间过长
时,合萌总黄酮受热时间过长,其中主要成分部分发
生分解。因而确定最佳提取时间为 60 min。
图 3 提取时间对合萌总黄酮得率的影响
2. 4. 3 乙醇体积分数对合萌总黄酮得率的影响
以合萌总黄酮得率为指标,在固定提取温度 90
℃,提取时间 60 min,液固比 20∶ 1,提取次数 2 次的
条件下,考察不同的乙醇体积分数(50%、60%、
70%、80%、90%)对合萌总黄酮得率的影响。总黄
酮得率随乙醇体积分数变化结果如图 4 所示。
结果表明:当乙醇体积分数较小时,合萌总黄酮
得率随乙醇体积分数的增加而上升,且当乙醇体积
分数为 70%时达到最高;当乙醇体积分数大于 70%
时,合萌总黄酮得率随乙醇体积分数的增加反而下
降,且下降幅度很大。造成这种现象可能是由于乙
醇体积分数过大时,醇溶性杂质或色素等成分溶出
增加,从而使合萌总黄酮得率下降。因而确定最佳
乙醇体积分数为 70%。
图 4 乙醇体积分数对合萌总黄酮得率的影响
2. 4. 4 液固比对合萌总黄酮得率的影响
以合萌总黄酮得率为指标,在固定提取温度 90
℃,提取时间 60 min,乙醇体积分数 70%,提取次数
2 次的条件下,考察不同液固比(10 ∶ 1、15 ∶ 1、20 ∶ 1、
25∶ 1、30∶ 1)对合萌总黄酮得率的影响。总黄酮得
率随液固比变化结果如图 5 所示。
结果表明,合萌总黄酮得率随液固比的增加而
增加,但当液固比大于 25 时,总黄酮得率趋于稳定。
在实际操作中,既要考虑总黄酮得率,又要避免溶剂
浪费,因而确定最佳液固比为 25∶ 1。
图 5 液固比对合萌总黄酮得率的影响
2. 4. 5 提取次数对合萌总黄酮得率的影响
以合萌总黄酮得率为指标,在固定提取温度 90
℃,提取时间 60 min,乙醇体积分数 70%,液固比
25:1 的条件下,考察不同的提取次数(1、2、3、4 次)
对合萌总黄酮得率的影响。总黄酮得率随提取次数
变化结果如图 6 所示。
结果表明:合萌总黄酮得率随提取次数增加而
增加,但增幅逐渐减小。从图中可以看出提取 3 次
后,曲线基本趋于稳定,即总黄酮得率趋于稳定,因
而视作提取 4 次后已提取完全。经计算得知提取一
—11—
中 国 野 生 植 物 资 源 第 35 卷
次后转移率为 73 . 98%,提取 2 次后转移率达到
91. 02%,这表明提取两次后,合萌中总黄酮已基本
转移完全。因而确定最佳提取次数为 2 次。
图 6 提取次数对合萌总黄酮得率的影响
2. 5 响应面试验设计优化合萌总黄酮提取工艺
2. 5. 1 响应面试验设计因素水平
依据单因素试验结果确定因素水平范围,利用
Design - Expert Software 8. 0. 6 为辅助手段设计响应
面试验。根据中心组合设计原理,以提取温度、提取
时间、乙醇体积分数、液固比 4 个因素为自变量,合
萌总黄酮的得率为响应值,设计了 4 因素 3 水平共
29 个试验点的响应面分析试验,其中 24 个为析因
试验,5 个为中心试验,其因素水平分析选取见表 1。
表 1 响应面因素水平编码
因素 代码 编码水平- 1 0 1
提取温度 /℃ A 80 90 100
提取时间 /min B 45 60 75
乙醇体积分数 /% C 60 70 80
液固比 D 20∶ 1 25∶ 1 30∶ 1
2. 5. 2 模型方程的建立与方差分析
按照“2. 5. 1”项下进行响应面分析试验,方法
与结果见表 2,方差分析结果见表 3。采用 Design -
Expert(8. 0. 6 版本)软件对实验结果进行分析,以
总黄酮得率为响应值,对实验数据进行二元多项式
回归拟合,得出回归方程为:
Y =3. 96 + 0. 12A + 0. 066B - 0. 50C + 0. 058D
- 0. 027AB - 0. 077AC - 0. 070AD + 0. 030BC +
0. 040BD -0. 075CD -0. 65A2 - 0. 21B2 - 0. 53C2 -
0. 20D2
式中:Y为总黄酮得率,A 为提取温度,B 为提
取时间,C为乙醇体积分数,D为液固比。
表 2 响应面分析试验结果
试验序号
编码水平
A B C D
黄酮得率 /
(mg·g - 1)
1 - 1 - 1 0 0 2. 83
2 1 - 1 0 0 3. 18
3 - 1 1 0 0 3. 08
4 1 1 0 0 3. 32
5 0 0 - 1 - 1 3. 71
6 0 0 1 - 1 2. 82
7 0 0 - 1 1 3. 84
8 0 0 1 1 2. 61
9 - 1 0 0 - 1 2. 86
10 1 0 0 - 1 3. 16
11 - 1 0 0 1 3. 24
12 1 0 0 1 3. 26
13 0 - 1 - 1 0 3. 72
14 0 1 - 1 0 3. 74
15 0 - 1 1 0 2. 68
16 0 1 1 0 2. 82
17 - 1 0 - 1 0 3. 04
18 1 0 - 1 0 3. 45
19 - 1 0 1 0 2. 25
20 1 0 1 0 2. 35
21 0 - 1 0 - 1 3. 45
22 0 1 0 - 1 3. 49
23 0 - 1 0 1 3. 50
24 0 1 0 1 3. 70
25 0 0 0 0 3. 97
26 0 0 0 0 3. 99
27 0 0 0 0 3. 91
28 0 0 0 0 4. 02
29 0 0 0 0 3. 93
表 3 方差分析结果
来源 平方和(SS) 自由度(df) 均方(MS) F P(Pr > F)
Model 7. 186 338 14 0. 513 31 99. 609 64 < 0. 000 1***
A 0. 168 033 1 0. 168 033 32. 607 48 < 0. 000 1***
B 0. 052 008 1 0. 052 008 10. 092 41 0. 006 7**
C 3. 010 008 1 3. 010 008 584. 103 1 < 0. 000 1***
D 0. 040 833 1 0. 040 833 7. 923 857 0. 013 8*
AB 0. 003 025 1 0. 003 025 0. 587 012 0. 456 3
AC 0. 024 025 1 0. 024 025 4. 662 139 0. 048 7*
AD 0. 019 6 1 0. 019 6 3. 803 451 0. 071 5
BC 0. 003 6 1 0. 003 6 0. 698 593 0. 417 3
BD 0. 006 4 1 0. 006 4 1. 241 943 0. 283 9
CD 0. 022 5 1 0. 022 5 4. 366 207 0. 055 4
A2 2. 729 309 1 2. 729 309 529. 632 3 < 0. 000 1***
B2 0. 292 676 1 0. 292 676 56. 794 79 < 0. 000 1***
C2 1. 804 335 1 1. 804 335 350. 137 8 < 0. 000 1***
D2 0. 262 495 1 0. 262 495 50. 938 17 < 0. 000 1***
残差 0. 072 145 14 0. 005 153
失拟项 0. 064 225 10 0. 006 422 3. 243 687 0. 134 0
纯误差 0. 007 92 4 0. 001 98
总离差 7. 258 483 28
注:***P < 0. 001 为极显著,**P < 0. 01 为高度显著,* P < 0. 05 为显著。
—21—
第 5 期 朱媛媛,等:响应面法优化合萌总黄酮提取工艺
由表 3 方差分析结果可知,回归模型是极显著
的(P < 0. 001),同时该模型的相关系数 r = 0. 990
1,CV值为 2. 17%。说明该模型能够反映响应值的
变化,而且方程的失拟项(P = 0. 134 0)不显著,表明
该方程对实验拟合情况好、误差小,因此可用该回归
方程代替实验真实点对实验结果进行分析和预测。
2. 5. 3 响应曲面的分析
根据回归方程,作出响应面和等高线,考察拟合
响应面的形状,分析提取温度、提取时间、乙醇体积
分数、液固比对合萌总黄酮提取得率的影响。各因
素及其相互作用对相应值的影响可以通过各图直观
反应出来。Design - Expert Software 8. 0. 6 软件处理
后三维响应面和等高线图见图 7 ~ 12。
根据图 7 ~ 12 及表 3 可知,一次项中,乙醇体积
分数(C)、提取温度(A)对总黄酮得率的线性效率
极显著(P < 0. 001),提取时间(B)对总黄酮得率的
线性效率高度显著(P < 0. 01),液固比(D)对总黄
酮得率的线性效率显著(P < 0. 05),二次项中,A2、
B2、C2 和 D2 影响均极显著(P < 0. 001),交互项按
影响大小排列依次为 AC、CD、AD、BD、BC、AB,其中
提取温度和乙醇体积分数交互项即 AC 对合萌总黄
酮的提取率有显著影响,其他交互项均不显著,表明
各因素对黄酮得率不是简单的线性关系。同时,由
F值的大小可以推断,在所选择的试验范围内,4 个
因素对总黄酮提取得率影响的排序为乙醇体积分数
(C)>提取温度(A)>提取时间(B)>液固比(D)。
2. 6 验证实验
由 Design - Expert 8. 0. 6 软件分析得出合萌总
黄酮的最优提取工艺为:提取温度 91. 06 ℃,提取时
间 62. 02 min,乙醇体积分数 65. 05%,液固比 26. 16
∶ 1,其总黄酮得率为 4. 11 mg /g。根据实际情况可
将条件优化为提取温度 90 ℃,提取时间 60 min,乙
醇体积分数 65%,液固比 25∶ 1。在此优化条件下,
进行 3 次平行实验进行验证,结果表明合萌平均总
黄酮得率为 4. 08 mg /g,与模型预测值的误差为 0.
73% ,说明该方程与实际情况拟合较好。
3 结论与讨论
响应面分析克服了正交设计在考虑因素间交互
作用时,如果任意安排正交表中各列因素将会导致
交互效应与其它效应混杂的缺陷。响应面分析法是
(下转第 19 页)
—31—
第 5 期 田雪冰,等:设施栽培下 3 个品种番木瓜的营养成分分析
指标均具有显著性差别。
3. 3 3 种引进的番木瓜品种的果实和海南“大青”
相比,除了“红日”品种的粗多糖含量比海南“大青”
高之外(差异不显著,P = 0. 111),其余测定指标海
南“大青”品种均比引进栽培品种高。
综上所述,番木瓜在南果北种后,其品质比海南
栽培的要差些,这可能是由于番木瓜还未完全适应
宁波气候、土壤等环境因素,导致品种的变异,也可
能是由于本地番木瓜的栽培技术还不是很成熟及番
木瓜的习性等原因导致的番木瓜品质下降。在今后
的设施栽培中须加强水肥管理、授粉、病虫害防治及
采收等一系列实用设施栽培技术的研究,进一步提高
其品质,真正实现热带水果之王在宁波的扎根落户。
参考文献:
[1]陈加利. 番木瓜异硫氰酸苄酯含量测定及芥子酶基因时空表达
的研究[D]. 海口:海南大学,2010.
[2]刘思,沈文涛,黎小瑛,等. 番木瓜的营养保健价值与产品开发
[J]. 广东农业科学,2007(2):68 - 70.
[3]KELEBEK H,SELLI S,GUBBUK H,et al. Comparative evaluation
of volatiles,phenolics,sugars,organic acids and antioxidant proper-
ties of Sel - 42 and Tainung papaya varieties[J]. Food Chem,
2015,173:912 - 919.
[4]袁竹连. 番木瓜不同部位多酚物质的提取及其抗氧化活性研究
[J]. 广东农业科学,2012(16):105 - 108.
[5]邓春梅,罗良平. 番木瓜的开发与利用[J]. 广州食品工业科
技,1996(4):16 - 18.
[6]潘慧芳. 番木瓜主要成分的研究(Ⅰ)[D]. 广州:暨南大
学,2010.
[7]蒋治良,莫琪. 番木瓜、木瓜蛋白酶与嫩肉粉[J]. 广西师范大
学学报(自然科学版),1995(1) :62 - 66.
[8]周常清,游恺哲,李卫红,等. 番木瓜新品种‘红铃 2 号’的品种
比较试验[J]. 中国热带农业,2014(6):49 - 51.
[9]任国梅,陈孜,黎婉玲,等. 高质量木瓜蛋白酶纯化工艺研制探
讨[J]. 药物生物技术,1997(4):232 - 235.
[10]翁天儒. 番木瓜的生产用途与栽培要求[J]. 福建果树,1985
(4):44 - 46.
[11]陈龙珠,郑汉臣. 番木瓜的医疗用途[J]. 药学情报通讯,1986
(3):15 - 17.
[12]邓静,吴华昌,周健. 木瓜蛋白酶研究进展[J]. 广西轻工业,
2003(3):5 - 7.
[13]乙引,张显强,唐金刚,等. 木瓜蛋白酶的纯化和性质[J]. 贵
州师范大学学报(自然科学版),2002(1) :11 - 14.
[14]初志战,巫光宏,黄卓烈. 乙二醇对木瓜蛋白酶催化活性的影
响[J]. 亚热带植物科学,2014(1):1 - 3.
[15]中华人民共和国卫生部. 食品中灰分的测定:GB 5009. 4—
2010[S]. 北京:中国标准出版社,2010.
[16]中华人民共和国农业部. 水果和蔬菜可溶性固形物含量的测
定:NY /T 2637—2014[S]. 北京:中国标准出版社,2014.
[17]杨玲娥,康永锋,马晨晨,等. 超声波辅助提取番木瓜提取液抗
氧化活性研究[J]. 吉林农业科学,2013(1):75 - 79.
[18]张青,张天民. 苯酚—硫酸比色法测定多糖含量[J]. 山东食
品科技,2004(7):17 - 18.
[19]万婧. 番木瓜中木瓜蛋白酶的提取工艺研究[D]. 海口:海南
大学,2010.
[20]NITSAWANG S,HATTI - KAUL R,KANASAWUD P. Purification
of papain from Carica papaya latex:Aqueous two - phase extraction
versus two - step salt precipitation[J]. Enzyme and Microbial
Technology,2006,39(5):1103 - 1107.
[21]BARI L,HASSAN P,ABSAR N,et al. Nutritional analysis of two
local varieties of Papaya(Carica papaya L.)at different maturation
stages[J]. Pakistan Journal of Biological Sciences,2006,9(1) :
137 - 140.
[22]陈婷. 柑桔贮藏期风味劣变机理研究[D]. 重庆:西南大
学,2010.
[23]候美玲. 番木瓜采后生理及呼吸特性研究[D]. 广州:暨南大
学,
檹檹檹檹檹檹檹檹檹檹檹檹檹檹檹檹檹檹檹檹檹檹檹檹檹檹檹檹檹檹檹檹檹檹檹檹檹檹檹檹檹檹檹檹檹檹
2011.
(上接第 13 页)
研究几种因素间交互作用的回归分析方法[8]。本实验采用单因素试验和响应面分析法对合萌总黄酮的提
取工艺进行优化,并结合实际情况得出最优条件:提取温度 90 ℃,提取时间 60 min,乙醇体积分数 65%,液
固比 25∶ 1,在此优化条件下,总黄酮得率为 4. 08 mg /g。回归分析和验证试验结果表明,模型拟合情况好、实
验误差小,可用于实际预测,从而也说明了采用响应面分析法中 Box - Behnken 对合萌总黄酮提取条件进行
优化合理可行,具有一定的实际应用价值。
参考文献:
[1]覃迅云,罗金裕,高志刚. 中国瑶药学[M].北京:民族出版社,
2002:570 - 571.
[2]张生潭,王兆玉,兰新宇,等. 响应面法优化麻疯树叶总黄酮提
取工艺及其抗菌活性研究[J].中药材,2013,36(2):308 - 311.
[3]张灿,张海晖,武妍,等. 马兰黄酮类化合物的提取及其抗氧化
活性[J].农业工程学报,2011,27(2):307 - 311.
[4]李国栋,陈园园,王盼,等. 野菊花中萜类和黄酮类化合物保肝
作用研究[J].中草药,2013,44(24):3510 - 3514.
[5]蒋俊,崔莉,孙娥,等. 基于淫羊藿黄酮类化合物的体内代谢阐
述其抗骨质疏松药效物质基础[J]. 中草药,2014,45(4):721
- 728.
[6]杨楠,贾晓斌,张振海,等. 黄酮类化合物抗肿瘤活性及机制研
究进展[J].中国中药杂志,2015,40(3):373 - 380.
[7]宫玉婷,王钰,阿不都拉·阿巴斯. 梓树果实中黄酮类化合物提
取工艺研究[J]. 食品科学,2008,29(4):193 - 195.
[8]牛迎凤,张忠廉,李海涛. 响应面分析法优化十叶千斤拔中染料
木素提取工艺[J]. 中药材,2013,36(10):1689 - 1693.
—91—