（5）料液比對樺剝管菌多糖得率的响应性研影響

從圖7可以看出，料液比在1:10時多糖得率最低，面法可能是优化因為液體過少，料液黏稠不利於超聲波空化效應的超声產生，也不利於多糖從樣品中的辅助流出，導致多糖得率很低。桦剥化活多糖在料液比大於1:30時下降可能是管菌由於液體過多，稀釋了超聲波對樺剝管菌粉末的多糖作用，從而導致多糖得率下降。及其究因此選擇料液比1:20、抗氧1:30、响应性研1:40進行響應麵優化實驗分析。面法

3、优化響應麵實驗設計優化提取參數

（1）響應麵實驗結果及方差分析

采用Design-Expert.V8.0.6軟件，超声對樺剝管菌多糖得率的辅助響應麵實驗條件設計及結果見表4。
 

根據各因素對實驗結果的影響進行二次回歸模型的擬合，擬合後得到下式：

Y=9.37+1.04A-0.33B+0.10C+0.27AB+0.26AC+0.16BC-0.79A^2-1.14B²+0.22C²其中，Y表示樺剝管菌多糖得率，A、B、C分別是水浴溫度、超聲功率、液料比的編碼。

由方差分析表5的分析結果可見：P_模擬=0.0018＜0.01，表明該二項模型顯著；P_失擬項=0.2422＞0.05，表明這一項不顯著，實驗以外的他因對本實驗的影響小。R²=0.9385，表明有93.85％的可能性可以由這個擬合模型來表示。R²_adj=0.8595，表明隻有14.05％的可能性不符合這個擬合模型。C.V.=4.91％，此值越小，表明實驗值越可靠。因此，所選用的二次回歸模型成立，可用於預測不同條件下樺剝管菌多糖的得率。由各因素一次項的F值可知：影響樺剝管菌多糖得率的大小順序：水浴溫度＞超聲功率＞液料比。

（2）響應麵各因素交互作用分析

從圖8可見，圖8a響應麵坡度最大(A與B交互)，其次是圖8c(A與c交互)，圖8b(B與C交互)，水浴溫度與超聲功率對樺剝管菌多糖的提取影響較大。

（3）超聲輔提樺剝管菌多糖最佳工藝參數確定

由Design—Expert.V8.0.6軟件分析，超聲輔提樺剝管菌多糖的最佳提取條件：水浴溫度69.16℃，超聲功率80.24W，液料比為30:1，回歸方程預測值為10.228％。根據實際情況，在水浴溫度69℃，超聲功率80W，液料比為30:1(其他條件：水浴時間1h，超聲溫度70℃，超聲時間20min)的條件下重複3次，得到樺剝管菌多糖得率為10.13±0.14，實際測定值與理論值相接近，說明該擬合模型與實際情況擬合良好。

4、樺剝管菌多糖體外抗氧化活性研究

（1）羥基自由基清除能力

從圖9可以看出，樺剝管菌多糖對羥基自由基的清除能力隨著多糖濃度的增加而逐漸增加，呈現較好的量效關係，濃度在0.125～8mg/mL範圍內，樺剝管菌多糖清除羥基自由基的能力從8.26％上升到57.39％，清除能力增加了49.13％。其清除能力低於同等濃度的VC對羥基自由基的清除能力，樺剝管菌多糖在8mg/mL時對羥基自由基的清除率與VC在0.5mg/mL時的清除率相當，即樺剝管菌多糖具有較好的清除羥基自由基的能力。

（2）DPPH自由基清除能力

從圖10可以看出，樺剝管菌多糖對DPPH自由基的清除能力隨著多糖濃度的增加而逐漸升高，呈現較好的線性關係，但其清除能力低於同等濃度的VC對DPPH自由基的清除能力，濃度在0.125～2mg/mL範圍內，樺剝管菌多糖清除羥基自由基的能力從6.32％上升到37.37％，清除能力增加了31.05％。樺剝管菌多糖濃度大於1mg/mL時對DPPH自由基的清除率可近達到VC對DPPH自由基清除率的50％，即樺剝管菌多糖具有較好的清除DPPH自由基的能力。

三、結論

本實驗在單因素實驗基礎上，采用響應麵法優化超聲輔助樺剝管菌多糖提取工藝：水浴時間lh，水浴溫度69.16℃，超聲溫度70℃，超聲時間20min，超聲功率80.24W，液料比為30:1，提取3次，利用此工藝多糖得率為10.228％。本文得率雖較少，但降低了生產成本，具有較好的應用前景。體外抗氧化實驗結果表明：樺剝管菌多糖濃度在8mg/mL時，清除羥基自由基的能力為57.39％；樺剝管菌多糖濃度在2mg/mL時，清除DPPH自由基的能力為37.37％，具有較好的抗氧化能力。

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