全 文 ：火棘（Pyracantha fortuneana）属蔷薇科常绿灌木，
又名火把果、救命粮、赤阳子等，主要分布于亚洲东部
及欧洲南部。在我国西南、华南、华中及西北等地分布
甚广，储量丰富[1]，且分布均较集中，如湖北省鄂西南
及神农架地区，年均产果近5万t[2]。
近年来的研究文献表明，火棘果具有很好的药用
和食用开发价值。其果实总提取物能有效消除自由基、
具有降血脂、增强免疫力、增强体力和促进消化等作
用。此外，火棘果中还含有丰富的多酚类物质如原花青
素[3]。原花青素是目前国际上公认的清除人体内自由基
最有效的天然抗氧化剂，具有非常强的体内活性[4]，可
主要应用于改善血液循环、增进记忆力、减缓衰老及中
风、治疗糖尿病性视网膜病、减轻水肿和抑制静脉曲张、
滋润及美白皮肤、缓解妇女经前（紧张）综合症等[5-6]。因
此，火棘果是一个非常值得开发的药食两用资源，火棘
原花青素的生产市场前景广阔。
响应面分析法(Response Surface Methodology，RSM)
是一种寻找多因素系统中最佳条件的数学统计方法[7]。
现已广泛应用于优化培养基、工艺条件摸索等生物技术
领域[8]。在单因素及析因实验的基础上，应用RSM法对
火棘中原花青素的提取条件进行优化，能在较短时间内
通过并不太复杂的实验设计探索得到较优的工艺条件，
达到事半功倍的效果[9]。响应面法的应用对工业大规模
生产火棘原花青素也具有一定的指导意义。
1 材料与方法
1.1 材料与试剂
原材料：火棘果，2009年11月中旬采摘于湖北省
恩施来凤地区，自然阴干并碾压，分离出火棘果皮肉
以备用。 标准品：原花青素B2（纯度≥98％），上海源
叶生物科技有限公司。其它试剂：无水碳酸钠、硫酸高
铁铵、浓盐酸、无水乙醇、正丁醇（以上均为分析纯）
等。
1.2 试验仪器及分析软件
数字酸度计：杭州东星仪器厂；集热式恒温加热
磁力搅拌器：郑州长城科工贸有限公司；754型紫外可
见分光光度计：尤尼科（上海）仪器有限公司；电热恒
温鼓风干燥箱：上海精宏实验设备有限公司；电热恒温
水浴锅：武汉琴台医疗器械厂；用统计分析软件Design
Expert 7.1.6进行响应面试验设计和数据处理[10]。
1.3 试验方法
1.3.1 原花青素的提取制备
取火棘果皮肉样品粉碎后过20目筛，称取10g于
250mL圆底烧瓶中，在一定料液比、溶剂浓度、温度等
条件下回流提取一定时间，取出过滤，滤渣再次重复提
取后过滤，合并数次所得滤液以备用。
1.3.2 标准溶液及其它溶液的配制
标准溶液的制备：准确称取原花青素对照品20 mg
（精确至0.0001g），用无水乙醇溶解并定容至50 mL备
用。
2％ NH4Fe(SO4)2·12H2O溶液：称取2g NH4Fe(SO4)2
·12H2O溶液溶于2mol/L盐酸溶液中定容至100 mL。
酸性正丁醇溶液：取95 mL正丁醇，加入5 mL浓盐
酸，混匀即可。
作者简介：杨博(1985— )，男，湖北宜昌人，硕士研究生，研究方向：天然产物提取。
通讯作者：钟方旭
摘 要：以野生火棘果为材料，利用乙醇溶液提取原花青素，采用铁盐催化比色法测定原花青素浓度并计算
得率。在单因素实验及Plackett-Burman析因实验的基础上，通过Box-Behnken实验设计和响应面分析进一步优化料
液比、乙醇浓度、pH对原花青素得率的影响。结果表明，在液料比12∶1、乙醇浓度73％、pH=3.6、提取温度80 ℃、
提取时间60min、提取2次条件下，所获得的原花青素得率较高，可达到了93.446 mg/g 。
关键词：火棘果；原花青素；析因实验；响应面法
火棘果中原花青素提取工艺优化
杨 博1，鄢又玉1,2，钟方旭1，彭友瑞1
(1武汉工业学院生物与制药工程学院，武汉 430023；
2华中科技大学生命科学与技术学院，武汉 430074)
中国食物与营养 2011,17(5):60-66
Food and Nutrition in China
1.3.3 原花青素最大吸收峰的确定
原花青素标准品和火棘果样品溶液按正丁醇-盐酸
比色法[11]显色一定时间后，于754型紫外可见分光光度
计400—700nm范围内进行全波段扫描，结果如图1与图
2所示。表明原花青素标准品溶液和样品溶液制成显色
检测液后最大吸收波长一致，均为550nm，因而确定火
棘样品液中原花青素含量测定波长为550nm。
1.3.5 火棘样品中原花青素含量测定
将提取所得样液吸取1mL，移入50mL圆底烧瓶中，
然后依次加入0.2mL 2％的硫酸铁铵溶液和6mL正丁醇
-盐酸溶液，摇匀。置入95℃水浴中冷凝回流40min后，
迅速冷却，在550nm波长处测定其吸光度，以乙醇代替
样品溶液作为空白对照，根据标准曲线计算样品中原花
青素含量。
2 结果与分析
2.1 单因素试验
2.1.1 溶剂种类对原花青素提取率的影响
在相同提取条件下，采用无水乙醇、甲醇、丙酮和
蒸馏水对火棘原花青素进行提取，结果如图4。
图1 标准品溶液紫外吸收光谱
图2 样品溶液紫外吸收光谱
1.3.4 标准曲线的绘制
分别移取标准品溶液0、0.2、0.4、0.6、0.8、1.0 mL
于10 mL具塞试管中，加入0.2 mL2％ NH4Fe（SO4）2 ·
12 H2O溶液和6 mL酸性正丁醇溶液，摇匀，于95℃的
水浴中加热40 min，立即取出并置于冰水中迅速冷却,
待溶液冷却至室温，以空白试剂作对照，于754型紫外
可见分光光度计550nm处测定其吸光度[13]，建立原花青
素质量浓度——吸光度线性关系[16]，如图3所示。
图3 原花青素标准曲线
图4 不同溶剂对原花青素提取率的影响
由图4可知，蒸馏水提取原花青素的浓度最低，只
有0.1216 mg/mL。前3者作为溶剂提取原花青素效果相
差无几，但甲醇和丙酮沸点较低，相对乙醇而言更易挥
发，且甲醇有一定的毒性，丙酮价格相对较高。因此，
综合安全性及经济等原因的考虑，选择乙醇为提取溶剂
较合适。
2.1.2 乙醇浓度对原花青素提取率的影响
称取火棘果皮肉粉10g，取不同浓度的乙醇溶液
（事先调整其pH为3）以1∶10（W/V, g/mL）比例加入
火棘中，室温避光回流提取60min，抽滤后离心，得上
清液，观察提取液颜色并于550 nm处测定其吸光度。结
果如图5所示。
图5 乙醇浓度对原花青素提取率的影响
0.100
0.095
0.090
0.085
0.080
0.075
0.070
0.065
0.060 0.25
0.20
0.15
0.10
0.05
0.00
0.170
0.165
0.160
0.155
0.050
0.145
0.140
1.6
1.4
1.2
1.0
0.8
0.6
0.4
0.2
0
0.7
0.6
0.5
0.4
0.3
0.2
0.1
0
吸
光
度
原
花
青
素
提
取
浓
度
（
mg
/m
L）
原
花
青
素
提
取
浓
度
（
mg
/m
L）
吸
光
度
吸
光
度
浓度（mg/mL） 乙醇浓度（％）
提取溶剂
y=0.1759x－0.0089
R2=0.9982
波长（nm）
波长（nm）
400 450 500 550 600 650 700 750
甲醇 乙醇 丙酮 蒸馏水
400 450 500 550 600 650 700 750
0.00 1.00 2.00 3.00 4.00
0 20 40 60 80 100
61杨博等：火棘果中原花青素提取工艺优化第5期
由图5可知，随着乙醇浓度的增加，提取液中原花
青素的浓度先逐渐增大，然后逐步减小，当乙醇浓度达
到70％左右时，原花青素浓度达到1.454 mg/mL，提取
率相对最高，这表明此时原花青素溶出量达到最大；此
后随着乙醇浓度进一步增加，醇溶性杂质及疏水性强
的成分溶出量相对增加，原花青素溶出量相对减少。因
此，提取所用乙醇的最适浓度为70％左右 。
2.1.3 提取温度对原花青素提取率的影响
取10 g火棘果皮肉粉5份分装入100 mL烧瓶中，均
加入70％乙醇溶液（事先调整其pH为3），于20 ℃、40
℃、60 ℃、80 ℃、100 ℃等不同温度水浴中回流浸提
60min，冷却至室温后，过滤定容至100 mL，测定其吸
光度值，结果见图6。
图6 温度对原花青素提取率的影响
由图6可知，随着提取温度的逐步升高，提取液中
原花青素的浓度逐步增加。当温度上升至80℃左右时，
提取液中原花青素浓度达到最高即2.404 mg/mL。此后，
随着温度进一步上升，原花青素浓度增加不明显，甚至
略有下降趋势。由此说明，随着温度升高，溶剂分子运
动速度加快，从而使其渗透、扩散、溶解速度加快。另
一方面，高温也使细胞膜流动性增强，有利于原花青素
从细胞内转移到提取溶剂中。但是，温度过高也同时加
快了溶出原花青素的氧化分解，从而使原花青素浓度下
降。综合经济成本等因素考虑，提取温度80 ℃左右时，
提取效果最好。
2.1.4 提取时间对原花青素提取率的影响
取10 g火棘果皮肉粉4份，置入100 mL烧瓶中，分
别加入1:10，pH=3，70％乙醇溶液，置于水浴锅中，于
80 ℃条件下回流浸提30 min、60 min、90 min、120 min，
冷却至室温后，过滤并定容至100mL，测定吸光度值，
结果如图7。
由图7可知，随着提取时间的延长，提取液中原花
青素浓度先快速增加，提取60min时，浓度达到最大即
3.129 mg/mL。此时，火棘果皮肉细胞内外有效成分浓度
达到平衡，提取效果最好。随着时间的进一步延长，浓
度反而逐步下降。分析原因可知，这是因为溶出的原花
图7 时间对原花青素提取率的影响
青素不稳定，在溶液中长时间受热，部分被氧化分解破
坏掉了。但是，短时提取无法使原花青素很快从果皮肉
细胞中溶出，因此较适的提取时间为60 min左右。
2.1.5 料液比对原花青素提取率的影响
取10g火棘果皮肉粉4份，分置入4个烧瓶中，再
分别加入1:5，1:10，1:15，1:20（W/V）, pH=3，70％乙
醇溶液, 80 ℃回流提取160min。待冷却至室温后，过滤
定容至同一容积， 550 nm处测定吸光度值，结果见图8。
图8 料液比对原花青素提取率的影响
由图8可知，随着料液比的增加，原花青素溶出量
（以同一容积中原花青素浓度表示）先快速增加，随后
增长缓慢。这表明，提取溶剂量大时，火棘果皮肉细胞
膜在短时间内急剧膨胀破裂，原花青素被迅速萃取进入
溶剂。而料液比较小时，一方面无法使原料达到有效浸
泡；另一方面溶剂中的原花青素也极易达到饱和，从而
抑制其进一步溶出。当料液比为1:10时，提取液中原花
青素浓度达到3.535 mg/mL，原花青素几乎被最大限度
提取出来了。综合考虑成本及后续浓缩处理，料液比选
取1:10左右较为合适。
2.1.6 pH值对原花青素浓度的影响
取10 g火棘果皮肉粉4份，分置入4个烧瓶中，并
分别加入pH=1、pH=3、pH=5、pH=7，浓度70％乙醇溶
液100mL，于80℃温度回流提取60min，待冷却至室温
后，过滤定容，测定吸光度值。结果如图9。
由图9可知，酸性条件更有利于原花青素的提取，
其主要是因为酸可抑制酚类物质与金属离子的沉淀反
应，同时抑制酚羟基的自竭力，增强了溶剂破坏结合键
的能力，破坏酚类物质与蛋白质、多糖、及自身之间的
3
2.5
2
1.5
1
0.5
0
3.2
3.1
3
2.9
2.8
2.7
2.6
2.5
2.4
4
3.8
3.6
3.4
3.2
3
2.8
2.6
2.4
2.2
2
原
花
青
素
提
取
浓
度
（
mg
/m
L）
原
花
青
素
提
取
浓
度
（
mg
/m
L）
原
花
青
素
提
取
浓
度
（
mg
/m
L）
温度（℃）
时间（min）
科液比（g∶mL）
20℃ 40℃ 60℃ 80℃ 100℃
30 60 90 120
1∶05 1∶10 1∶15 1∶20
62 中 国 食 物 与 营 养 第17卷
图9 pH对原花青素提取率的影响
氢键和疏水键作用，从而提高原花青素的溶出量。但过
度酸化，会造成原花青素溶解性能减小，提取率反而下
降。因此选取pH=3左右较合适。
2.1.7 提取次数对原花青素浓度的影响
取10 g火棘果皮肉粉3份，加入100mLpH=3，70％
乙醇溶液，于80 ℃分别回流提取1、2、3次，每次60min。
过滤，合并每组提取液并定容至一定体积，测定吸光度
值，结果见图10。
由图10可知，随着提取次数的增加，原花青素提
取量会相应提高，3次提取相对2次提取而言几乎无明
显优势，综合考虑工作量、生产成本、工作效率及后续
处理等因素，选取提取2次较为合理。
2.2 Plackett-Burman(简称PB)实验设计
2.2.1 PB实验设计及影响显著因素确定
Plackett-Burman实验设计是一种简单有效的二水平
实验方法[13]，可以快速地从众多影响因素中筛选出显著
影响因素，每个因素均选取高、低2个水平。本实验在
前期单因素试验的基础上选用 N=32 的 Plackett-Burman
实验设计，对6个可能影响原花青素提取率的因素即乙
醇浓度（X1）、提取温度（X2）、提取时间（X3）、提取
液pH值（X4）、液料比（X5）、提取次数（X6）进行考
察。每个因素取 2个水平：低水平用 “-1”表示，高水
平用 “+1”表示。评价指标为原花青素提取量（以相同
提取物定容到同一体积中原花青素的质量浓度mg/mL
表示）。本实验设计、模型建立及数据分析皆由 Design-
Expert 7.1.6软件辅助完成。PB实验设计因素水平及编码
见表 1。
表1 PB实验因素水平及编码
因素
水平
-1 +1
X1 60％ 80％
X2 60℃ 100℃
X3 30min 90min
X4 1 5
X5 5:1 15:1
X6 1 3
注：编码值与真实值之间的关系：x1=（X1- 70）/10：x2=（X2- 80）
/20∶x3=（X3- 60）/30：x4=（X4- 3）/2： x5=（X5- 10）/5：x6=（X6- 2）/1。
表中，自变量编码方程为：xi=（Xi- X0）/ΔXi，
方程中： xi——自变量编码值；Xi——自变量实验水
平实际值；X0——实验水平中心点实际值；ΔXi——单
变量增量。
在单因素试验的基础上， 确定 Plackett-Burman实验
设计的因素与水平， Plackett- Burman 试验设计及响应值
见表 2。
表 2 PB设计方案与实验结果
次数 乙醇浓度（％）
温度
（℃） pH 料液比 次数
时间
（min）
原花青素含量
（mg/mL）
1 1 -1 -1 -1 1 -1 455.59
2 -1 1 1 -1 1 1 937.07
3 -1 1 -1 -1 1 -1 688.66
4 -1 -1 -1 1 1 -1 7 014.13
5 -1 1 -1 1 1 -1 1 731.26
6 -1 -1 -1 -1 1 -1 637.21
7 1 1 1 1 1 -1 1 465.26
8 -1 -1 1 1 1 -1 1 367.07
9 1 1 -1 1 -1 1 1 904.62
10 -1 1 1 -1 -1 -1 596.02
11 1 -1 1 1 -1 1 1 062.52
12 1 1 1 -1 -1 1 553.46
13 1 -1 -1 1 -1 -1 1 564.56
14 -1 -1 1 -1 -1 1 843.16
15 1 -1 -1 -1 -1 1 852.98
16 1 1 -1 1 1 -1 2 009.56
17 1 1 -1 -1 -1 -1 678.39
18 1 -1 1 -1 1 1 641.14
19 -1 1 1 1 -1 1 3 083.57
20 1 1 1 1 1 1 2 519.28
21 -1 -1 -1 -1 1 1 885.42
2.2
2
1.8
1.6
1.4
1.2
1
pH
0 1 2 3 4 5 6 7原
花
青
素
提
取
浓
度
（
mg/
mL）
图 10 提取次数对原花青素提取率的影响
3.5
3
2.5
2
1.5
1
提取次数
0 1 2 3 4
原
花
青
素
提
取
浓
度
（
mg/
mL）
63杨博等：火棘果中原花青素提取工艺优化第5期
次数 乙醇浓度（％）
温度
（℃） pH 料液比 次数
时间
（min）
原花青素含量
（mg/mL）
22 1 -1 1 -1 -1 -1 237.67
23 -1 1 -1 1 1 1 4 542.74
24 -1 -1 1 1 1 1 1 160.02
25 1 -1 -1 1 1 1 1 036.44
26 1 1 -1 -1 1 1 1 426.03
27 1 1 1 -1 1 -1 861.39
28 -1 -1 -1 1 -1 1 3 747.66
29 -1 1 -1 -1 -1 1 814.33
30 -1 -1 1 -1 1 -1 302.19
31 1 -1 1 1 1 -1 1 129.12
32 -1 1 1 1 1 -1 2 210.36
2.2.2 PB实验影响显著因素确定
利用 Design- Expert 7.1.6 软件对 Plackett- Burman 实
验结果进行分析， 回归模型方差分析见表 3 。由表3可
知影响原花青素提取的因素顺序是：投料比>乙醇浓度
>pH值>时间>温度>提取次数。
表3 回归方程各项方差分析
方差来源 平方和 自由度 均方 F p-value 重要性排序
Model 303 824.6 6 5 063 740 4.14 0.0051 * *
乙醇浓度
（X1） 44 487.69 1 4 448 781 3.64 0.0681 2
温度
（X2） 2 974.32 1 297 438.9 0.25 0.6263 5
pH值
（X3） 37 952.13 1 3 795 222 3.11 0.0904 3
料液比
（X4） 207 666.6 1 20 766 600 16.97 0.0004 1
提取次数
（X5） 248.57 1 24 856.66 0.021 0.8878 6
时间
（X6） 3 177.29 1 317 744.80 0.26 0.6148 4
2.3 响应面分析的实验设计及结果
2.3.1 原花青素Box-Behnken设计（BBD）
通过Plackett-Burman设计确定影响火棘原花青素提
取的各因素的大小关系为：投料比>乙醇浓度>pH值>
时间>温度>提取次数，其中料液比、乙醇浓度、pH这
3个因素影响显著。因此，在确定条件80 ℃，提取时间
为60 min，提取2次的情况下，用响应面分析（response
surface analysis）进行最优条件分析，以确定最优化工艺
条件。采用Box-Behnken 设计试验因素水平的选取共17
组，分析因素与设计见表4。
表4 Box-Behnken试验因素水平及编码
因素
水 平
-1 0 1
液料比（X1） 5:1 10:1 15:1
乙醇浓度（X2） 60％ 70％ 80％
pH值（X3） 1 3 5
注：编码值与真实值之间的关系：X1=（X1- 10）/5∶ X2=（X2- 70）/10∶
X3=（X3- 3）/2
对料液比、乙醇浓度、pH值进行编码变换后，进
行实验设计，实验结果见表5。
表5 Box-Behnken设计方案与实验结果
实验号 料液比 乙醇浓度 pH 原花青素含量（mg/mL）
1 1 0 1 963.35
2 0 -1 1 1 027.45
3 0 1 -1 914.84
4 0 0 0 804.77
5 1 1 0 823.59
6 0 0 0 804.77
7 1 -1 0 986.75
8 1 0 -1 1 096.71
9 -1 0 -1 779.35
10 0 -1 -1 1 020.68
11 -1 1 0 477.29
12 0 0 0 804.77
13 -1 0 1 693.54
14 0 1 1 703.17
15 0 0 0 803.93
16 0 0 0 796.31
17 -1 -1 0 745.012
2.3.2 模型的建立及显著性检查
原花青素模型的建立及显著性检查：利用design-
expert 7.1.6统计软件对上表数据进行多元回归拟合，经
回归拟合后，试验因素对响应值的影响可用回归方程表
示为：
Y=191.83262+3.54446X1+19.59484X2+9.83418X3+
0.11957X1X2-0.19444X1X3+0.042706X2X3
-0.50030 X12-0.14616 X22-1.50455 X32
式中，Y 为原花青素含量的预测值， x1—x3 分别为
（续）
64 中 国 食 物 与 营 养 第17卷
上述 3 个自变量的编码值。
表6 原花青素回归方程方差分析
方差来源 平方和 自由度 均方 F p-value 显著性
Model 2671.85 9 296.87 16.81 0.0006 * *
料液比（X1） 351.07 1 351.07 19.87 0.0029 * *
乙醇浓度（X2） 166.45 1 166.46 9.43 0.0181 *
pH（X3） 109.74 1 109.74 6.22 0.0415 *
X1X2 142.96 1 142.96 8.09 0.0249 * *
X1X3 15.13 1 15.13 0.86 0.3857
X2X3 2.92 1 2.92 0.17 0.6966
X12 658.68 1 658.68 37.28 0.0005 * *
X22 899.49 1 899.49 50.91 0.0002 * *
X32 152.51 1 152.51 8.64 0.0218 *
Residual 123.69 7 17.67
Lack of Fit 42.62 3 14.21 0.71 0.5990
Pure Error 81.08 4 20.27
Cor Total 2795.54 16
R-Squared 0.96
Adj R-Squared 0.89
Pred R-Squared 0.71
C.V.％ 0.46
p-value<0.05为显著“*”；p-value<0.01为极显著“* *”
从该方程的方差分析可知，本试验所选模型不同处
理间差异极显著 P<0.0001，说明回归方程描述各因子与
响应值之间的关系时其应变量与全体自变量之间的线性
关系是显著的，即这种试验方法是可靠的。失拟项Lack
of Fit =0.5990>0.05，失拟项差异不显著，表明该方程对
试验拟合情况好。本试验中C.V.％为0.456961，水平较
低说明了试验的可靠性。模型的校正决定系数说明该模
型能解释响应值的变化，仅有总变异不能用此模型来解
释，从表回归方程模型系数的显著性检验可知模型一次
项X1（P=0.0029）差异极显著，X2（P=0.0181）差异显
著，X3（P=0.0415） 差异极显著，二次项X12（P=0.0005），
X22（P=0.0002）差异极显著，X32（P=0.0218）差异显著。
交互项X1X2（P=0.0249）差异极显著，X2X3（P=0.6966）
X1X3（P=0.3857）差异不显著，表明料液比、乙醇浓度、
pH值对原花青素提取的主效应明显，且在料液比和乙
醇浓度之间存在交互作用，根据系数估值可知液料比 >
乙醇浓度>pH。
2.3.3 响应面优化分析及实验结果
由图11—12中可以看出在本试验范围内随着料液比
和乙醇浓度的增大原花青素逐渐增加 ，但增加到一定程
度时又逐渐下降。在料液比为7.5－12.5 g/mL、乙醇浓度
为65％—75％的交互作用下所得的原花青素得率最高。
图12 料液比与乙醇浓度等高线
图11 料液比与乙醇浓度响应面
利用design-expert7.1.6统计软件优化响应面分析，
由响应面试验所得回归方程：
Y=191.83262+3.54446X1+19.59484X2+9.83418X3+
0.11957X1X2-0.19444X1X3+0.042706X2X3-0.50030 X12-
0.14616 X22-1.50455 X32。可得3个因子的最优实验点代
码值为（0.33149，0.262916，0.292138），变换为真实值
即为：料液比为11.65745，乙醇浓度为72.62916％，pH
值为3.584276，在此条件下提取的原花青素最佳，理论
值可达93.747mg/g 。
2.3.4 回归模型的验证实验
按照优化的提取条件进行验证实验，重复3次。结
原
花
青
素
含
量
原花青素含量
65杨博等：火棘果中原花青素提取工艺优化第5期
939
929.25
919.5
909.75
900
80.00
75.00 70.00
65.00 60.00 6.00 7.50
10.00
12.50
15.00
A：料液比
A：料液比
B：乙醇浓度
B：
乙
醇
浓
度
80.00
75.00
70.00
65.00
60.00
5.00 7.50 10.00 12.50 15.00
果得原花青素的平均含量为93.446 mg/g。实验值与模型
的理论值93.747 mg/g非常接近。且重复实验相对偏差不
超过1.06％，说明优化提取条件重现性良好。
3 结论
本研究利用铁盐催化比色法测定原花青素含量，在
单因素试验的基础上，利用Plackett-Burman析因实验确
定了影响原花青素得率较显著因子，即乙醇浓度、料液
比和提取pH。通过Box-Behnken实验设计和响应面分析
进一步优化料液比、乙醇浓度、pH对原花青素得率的影
响，结果表明，液料比12:1、乙醇浓度73％ 、pH=3.6、
提取温度T= 80 ℃、提取时间t= 60min、提取2次条件
下，原花青素提取理论值达到93.747 mg/g，验证实验条
件下实际最大值为93.446 mg/g，进一步说明了响应面法
优化提取火棘原花青素的可行性和实用性。◇
参考文献
［1］王三根，邓如福. 野生植物火棘的开发利用及生理生
态.中国野生植物，1988,3:13-15.
［2］余红英. 天然火棘色素提取方法的研究. 湖北民族学院
学报（自然版），1998,16(6):37-39.
［3］张伟，程超，等. 不同火棘果实功效成分的聚类分析.
食品科学，2008,9.
［4］Maffei Facino R. Carini M. Aldini G . Sparing effect of
procyanidins from Vitis vinifera on vitamin E :in vitor
studies 1998,4.
［5］张迪，赵文军，马丽娟，等.原花青素的性质、功能、
纯化和利用.安徽农学通报，2009,15（1）.
［6］周先玉，陈渭萍. 火棘果实中油、色素及果胶的联产工
艺研究．食品科学，2004，25(2)：211-213.
［7］MARCOS J C, FONSECA L P, RAMALHO M T, et al.Application
of surface response analysis to optimize of penicillin
acylase purification in aqueous two-phase systems.
Enzyme and Microbial Technology, 2002, 31: 1006.
［8］慕运动. 响应面方法及其在食品工业中的应用.郑州工
业学院学报，2001,22(3):91-94.
［9］Li Quanhong, Fu Caili. Application of response surface
methodology for extraction wptimization of germinant
pumpkin seeds protein, Food Chemistry , 2005,92:701-
702.
［10］王世磊. Design-Expert软件在响应面优化法中的应用.
郑州大学，2009.
［11］孙丽华，江月仙，王巧懿.铁盐催化比色法测定丽诺
养颜片中原花青素含量.山东食品科技，2004，4:11-
12.
［12］GARCIA PARILLA M C. HEREDI F J. TRONCOSO A MS
pectrophotometric determination of total procyanidinsin
wine vinegar 1997.
［13］ Chen Xiong Chen Shouwen, Sun Ming, et al. Medium
optimization by response surface methodology for poly-
gammagiutamic acid production using dairy manure as
the basis of a solid substrate. Appl Microbiol Biotechnol,
2005,69:390-396.
Extraction Process Optimization of Proanthocyanidins from Wild
Pyracantha fortuneana Fruits
YANG Bo1，YAN You-yu1，2，ZHONG Fang-xu1，PENG You-rui1
(1 College of Biological and Pharmaceutical Engineering, Wuhan Polytechnic University,Wuhan 430023, China; 2College of Life Science
and Technology, Huazhong Univrersity of Science and Technology,Wuhan 430023, China)
Abstract: Response surface method was used to optimize the extraction process of proanthocyanidins from wild Pyracan-
tha fortuneana fruit. On the basis of single-factor experiments and plackett-burman design successively, Box-Behnken center-united
experimental design principles were used to devise the experiments and the response surfaces analysis of 3 factors, including ratio
of material to liquid, ethanol concentration and pH of extracting solvent were adopted to further optimize extracting process. Results
showed that when ratio of water to material is 12:1, ethanol concentration 73％, pH 3.6, extracting temperature 80 ℃, and extraction
time 60min, extraction twice, the yield of proanthocyanidin will arrive 93.446 mg/g.
Keywords: Pyracantha fortuneana fruit; proanthocyanidins; factorial experiment; response surface method
66 中 国 食 物 与 营 养 第17卷