Plackett-Burman設(shè)計(jì)和響應(yīng)面法優(yōu)化超聲協(xié)同酶法提取雞油菌多糖工藝

孟雅紅,李 輝

(昆明理工大學(xué)云南省食品安全研究院,云南昆明 650500)

Plackett-Burman設(shè)計(jì)和響應(yīng)面法優(yōu)化超聲協(xié)同酶法提取雞油菌多糖工藝

孟雅紅,李 輝*

(昆明理工大學(xué)云南省食品安全研究院,云南昆明 650500)

為優(yōu)化超聲波協(xié)同酶法提取雞油菌子實(shí)體中多糖的工藝條件,在單因素實(shí)驗(yàn)的基礎(chǔ)上,首先采用Plackett-Burman實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)篩選出影響雞油菌多糖得率的四個(gè)主要因素:酶解pH、固液比、超聲功率和酶解時(shí)間。隨后以雞油菌多糖得率為響應(yīng)值,采用Box-Behnken實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)及響應(yīng)面分析法優(yōu)化提取條件,得到最佳提取工藝參數(shù)為:酶解pH5.5、固液比1∶46(g/mL)、超聲功率210 W、酶解時(shí)間68 min。在此條件下多糖理論得率為12.08%、實(shí)際得率為11.91%、相對誤差1.41%,表明Plackett-Burman設(shè)計(jì)結(jié)合響應(yīng)面分析法可以很好地對雞油菌多糖超聲協(xié)同酶法提取工藝進(jìn)行優(yōu)化,可為雞油菌多糖的廣泛應(yīng)用提供一定的技術(shù)支撐。

雞油菌多糖,Plackett-Burman設(shè)計(jì),超聲波,纖維素酶

雞油菌(Cantharellescibarius)是一種外生根真菌,又稱為黃絲菌、杏菌、雞蛋菌,屬真菌界(Kingdomfungi)、擔(dān)子菌門(Basidiomycota)、同擔(dān)子菌綱(homobasidiomycetes)、雞油菌目(Cantharellales)、雞油菌科(Cantharellaceae)和雞油菌屬(cantharellus),在我國主要分布于吉林、甘肅、江蘇、廣西、西藏、云南、四川等地[1]。雞油菌子實(shí)體富含碳水化合物、蛋白質(zhì)、粗脂肪、膳食纖維、維生素及多種礦質(zhì)元素,不但味道鮮美,而且還具有和胃、利肺、益腸、清肝、明目、減肥、美容抗衰老等功效[2]。多糖是雞油菌的主要活性成分,研究發(fā)現(xiàn)雞油菌多糖具有顯著的免疫調(diào)節(jié)、抗氧化、抗腫瘤、抗菌、抗病毒、抗突變、抗癌、降血壓、降血糖等功能[3-5]。因此研究雞油菌多糖的提取分離技術(shù),對于進(jìn)一步開發(fā)雞油菌相關(guān)保健產(chǎn)品和指導(dǎo)其精深加工具有重要意義。

關(guān)于雞油菌多糖提取工藝的報(bào)道主要集中在熱水浸提法[3]、微波萃取法[6]和超聲波萃取法[7]。超聲波提取中的次級振動效能能加速多糖的擴(kuò)散釋放并充分與溶劑混合,有利于多糖的溶出[8]。酶處理不僅可以有效破壞細(xì)胞壁,使提取傳質(zhì)阻力減小,提高多糖得率,同時(shí)還能保持多糖的生物活性[9]。目前,采用超聲波-生物酶協(xié)同技術(shù)提取雞油菌多糖的研究則尚未見報(bào)道。本實(shí)驗(yàn)采用Plackett-Burman實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)和響應(yīng)面分析法對雞油菌多糖的超聲協(xié)同酶法提取工藝進(jìn)行優(yōu)化,旨在提高雞油菌多糖的得率,為雞油菌資源的開發(fā)利用提供一定的理論依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 材料與儀器

雞油菌 購自云南楚雄南華縣,野生菌;纖維素酶(酶活力22 IU/g) 購自百麥綠色生物能源有限公司;葡萄糖、無水乙醇、石油醚、濃硫酸、苯酚、檸檬酸、檸檬酸鈉等均為分析純;實(shí)驗(yàn)用水為超純水。

Q-250B3型高速多功能粉碎機(jī) 上海冰都電器有限公司;SJIA-10N型真空冷凍干燥機(jī) 寧波市鄞州雙嘉儀器有限公司;AL204型電子分析天平 梅特勒-托利多儀器有限公司;AS-10200BT型超聲波清洗儀 天津奧特賽恩斯儀器有限公司;UV-1800PC型紫外-可見分光光度計(jì) 上海美普達(dá)儀器有限公司;TGL-16G型臺式離心機(jī) 上海安亭科學(xué)儀器廠;DK-8D超級恒溫水浴槽 上海博訊實(shí)業(yè)有限公司。

1.2 實(shí)驗(yàn)方法

1.2.1 雞油菌多糖的提取工藝流程 雞油菌子實(shí)體→挑選,清洗→干燥→粉碎→石油醚脫脂→乙醇除低聚糖→纖維素酶酶解→超聲波提取→90 ℃滅酶30 min→離心(5000 r/min,10 min)→取上清液→定容→稀釋→測量吸光度→計(jì)算雞油菌多糖得率

1.2.2 雞油菌多糖的測定

1.2.2.1 標(biāo)準(zhǔn)曲線的制備 采用苯酚-硫酸法[10]。以葡萄糖(0.1 mg/mL)作為標(biāo)準(zhǔn)品繪制標(biāo)準(zhǔn)曲線(該實(shí)驗(yàn)測定時(shí)的最大吸收波長為490 nm,標(biāo)準(zhǔn)曲線方程:A=10.861C-0.0091,式中C為葡萄糖濃度,A為吸光度,R2=0.9972,即葡萄糖含量在0.02～0.08 mg/mL范圍內(nèi)與吸光度呈現(xiàn)良好的線性關(guān)系)。

1.2.2.2 樣品多糖含量的測定 吸取稀釋后的樣品1 mL于比色管中,以空白液作為對照,用苯酚-硫酸法于波長為490 nm處測定吸光度,根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)曲線方程計(jì)算多糖含量,從而得各實(shí)驗(yàn)組雞油菌多糖得率。

式中,W:多糖得率(%);C:多糖濃度(mg/mL);V:定容體積(mL);N:稀釋倍數(shù);M:樣品質(zhì)量(g);10-3:換算單位。

1.2.3 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

1.2.3.1 單因素實(shí)驗(yàn) 準(zhǔn)確稱取一定量預(yù)處理后的雞油菌子實(shí)體粉末,設(shè)定固液比1∶40(g/mL)、酶用量7.5 IU/g、酶解pH4.8、酶解溫度50 ℃、酶解時(shí)間60 min、超聲溫度50 ℃、超聲功率240 W、超聲時(shí)間20 min,固定其中7個(gè)條件,以雞油菌多糖得率為響應(yīng)值,分別考察不同固液比(1∶20、1∶30、1∶40、1∶50、1∶60 g/mL)、酶用量(2.5、5、7.5、10、12.5 IU/g)、酶解pH(3.2、4.0、4.8、5.6、6.4)、酶解溫度(30、40、50、60、70 ℃)、酶解時(shí)間(20、40、60、80、100 min)、超聲功率(60、120、180、240、300 W)、超聲溫度(30、40、50、60、70 ℃)和超聲時(shí)間(10、20、30、40、50 min)對雞油菌多糖提取效果的影響。

1.2.3.2 Plackett-Burman實(shí)驗(yàn) Plackett-Burman設(shè)計(jì)是一種兩水平的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)方法,它基于非完全平衡塊原理,可以用最少實(shí)驗(yàn)次數(shù)估計(jì)出因素的主效應(yīng),適用于從眾多的考察因素中快速有效地篩選出最為重要的幾個(gè)因素[11-12]。在單因素實(shí)驗(yàn)的基礎(chǔ)上,以雞油菌多糖得率作為響應(yīng)值,對8個(gè)影響因素進(jìn)行評價(jià),篩選出主效應(yīng)因子,每個(gè)因素選兩個(gè)水平,共12組實(shí)驗(yàn)。實(shí)驗(yàn)因素及水平取值見表1。

表1 Plackett-Burman實(shí)驗(yàn)因素及水平

1.2.3.3 響應(yīng)面實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì) 依據(jù)Plackett-Burman實(shí)驗(yàn)結(jié)果,選取固液比、酶解pH、超聲功率和酶解時(shí)間作為響應(yīng)面設(shè)計(jì)的4個(gè)因素,運(yùn)用響應(yīng)面分析法對雞油菌多糖提取條件進(jìn)行優(yōu)化。實(shí)驗(yàn)因素及水平編碼如表2所示。

表2 響應(yīng)面設(shè)計(jì)的因素和水平

2 結(jié)果與分析

2.1 單因素實(shí)驗(yàn)結(jié)果

2.1.1 固液比對多糖得率的影響 如圖1所示,多糖得率隨著提取液用量的增加而增加。當(dāng)固液比小于1∶40(g/mL)時(shí),多糖得率增加速度較快,而超過1∶40(g/mL)時(shí),多糖得率的變化較小,基本呈持平趨勢。這可能是當(dāng)固液比較小時(shí),物料粘度過大,多糖不能充分溶出,當(dāng)達(dá)到適當(dāng)?shù)墓桃罕葧r(shí),多糖幾乎完全溶出,因而繼續(xù)增加固液比,得率增加不明顯。因此,兼顧多糖得率、試劑消耗量及后續(xù)處理,選擇1∶40(g/mL)為最佳固液比。

圖1 固液比對雞油菌多糖得率的影響Fig.1 Effect of solid-liquid ratio on yield of polysaccharides

2.1.2 酶用量對多糖得率的影響 如圖2所示,多糖得率隨著酶用量的增大而不斷增加。當(dāng)酶用量從2.5 IU/g增至7.5 IU/g時(shí),多糖得率顯著增加,此后再增加酶用量,多糖得率增幅不明顯。這是因?yàn)殡S著酶用量的增大,酶與底物接觸的機(jī)會增加,同一時(shí)間內(nèi)水解破壞含纖維質(zhì)細(xì)胞壁的比例增加,致使多糖更多溶解出來,當(dāng)酶用量從7.5 IU/g增至12.5 IU/g時(shí),酶分子趨于飽和,一部分酶分子沒有機(jī)會與底物結(jié)合,因此盡管酶用量增加,但得率增加并不明顯,還造成了纖維素酶的浪費(fèi)。因此選擇7.5 IU/g為最佳酶用量。

圖2 酶用量對雞油菌多糖得率的影響Fig.2 Effect of enzyme dosage on yield of polysaccharides

2.1.3 酶解pH對多糖得率的影響 如圖3所示,多糖得率隨pH的增加先升高后下降。在pH為5.6時(shí),多糖得率達(dá)到最大值。這是因?yàn)槔w維素酶的最佳作用pH為3.0～6.0,在此范圍內(nèi)纖維素具有較佳的活力,可加速雞油菌細(xì)胞壁中纖維素的降解,使多糖得率增加。因此選擇5.6為最適酶解pH。

圖3 酶解pH對雞油菌多糖得率的影響Fig.3 Effect of enzymatic hydrolysis pH on yield of polysaccharides

2.1.4 酶解溫度對多糖得率的影響 如圖4所示,在一定溫度范圍內(nèi)(30～50 ℃),隨著溫度的升高,雞油菌多糖得率也隨之增加,這是因?yàn)闇囟鹊纳呤估w維素酶活力增強(qiáng),提高了酶解反應(yīng)速度,加快了細(xì)胞壁中纖維素的降解,使多糖得以更快更多溶出。當(dāng)溫度超過50 ℃時(shí),多糖得率開始下降。這可能是因?yàn)檫^高的溫度會導(dǎo)致部分酶的活力喪失。因此選擇50 ℃為最適酶解溫度。

圖4 酶解溫度對雞油菌多糖得率的影響Fig.4 Effect of enzymatic hydrolysis temperature on yield of polysaccharides

2.1.5 酶解時(shí)間對多糖得率的影響 如圖5所示,隨酶解時(shí)間的增加,多糖得率先增加后略有降低。這可能是因?yàn)槊附鈺r(shí)間過長會導(dǎo)致多糖分解或結(jié)構(gòu)發(fā)生變化。酶解60 min時(shí)多糖得率達(dá)最大值。因此選擇60 min為最佳酶解時(shí)間。

圖5 酶解時(shí)間對雞油菌多糖得率的影響Fig.5 Effect of enzymatic hydrolysis time on yield of polysaccharides

2.1.6 超聲溫度對多糖得率的影響 如圖6所示,當(dāng)溫度為50 ℃時(shí),多糖得率達(dá)到最大值。當(dāng)溫度大于50 ℃時(shí),多糖得率反而下降,這可能是因?yàn)闇囟冗^高導(dǎo)致多糖被降解或破壞,造成得率的降低。因此選擇50 ℃為最佳超聲溫度。

表3 Plackett-Burman實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)及結(jié)果

圖6 超聲溫度對雞油菌多糖得率的影響Fig.6 Effect of ultrasonic temperature on yield of polysaccharides

2.1.7 超聲功率對多糖得率的影響 如圖7所示,隨著超聲功率(60～240 W)的增大多糖得率增加,當(dāng)超聲功率高于240 W時(shí),多糖得率反而下降,這可能是由于大功率的超聲波物理剪切作用使多糖的糖苷鍵被打斷,多糖結(jié)構(gòu)被破壞,造成多糖得率降低[13]。因此,選擇240 W為最佳超聲功率。

圖7 超聲功率對雞油菌多糖得率的影響Fig.7 Effect of ultrasonic power on yield of polysaccharides

2.1.8 超聲時(shí)間對多糖得率的影響 如圖8所示,雞油菌多糖得率隨著超聲時(shí)間的延長而增加,當(dāng)超聲時(shí)間大于30 min時(shí),多糖得率的增加趨于平緩。這說明多糖提取過程與超聲波處理時(shí)間密切相關(guān),超聲波處理時(shí)間短,多糖溶出的不充分;隨著超聲時(shí)間的增長,由于超聲波的空化效應(yīng)作用力有所減少,從而造成多糖得率增加趨于平緩。因此,選擇30 min為最佳超聲時(shí)間。

圖8 超聲時(shí)間對雞油菌多糖得率的影響Fig.8 Effect of ultrasonic time on yield of polysaccharides

2.2 Plackett-Burman實(shí)驗(yàn)

本實(shí)驗(yàn)選用n=12的PB實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)模塊,對固液比(A)、酶用量(B)、酶解pH(C)、酶解溫度(D)、酶解時(shí)間(E)、超聲功率(F)、超聲溫度(G)、超聲時(shí)間(H)這8個(gè)待選因素進(jìn)行評價(jià),篩選出對雞油菌多糖得率影響較為顯著的幾個(gè)因素。實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)及結(jié)果見表3,經(jīng)Minitab15軟件處理得到顯著性檢驗(yàn)結(jié)果見表4?？梢钥闯?酶解pH、固液比、超聲功率3個(gè)因素為極顯著影響因素(p<0.01),酶解時(shí)間(p=0.014)對多糖得率的影響也顯著,故選取8個(gè)因素中T值絕對值較大的4個(gè)因素作為主效應(yīng)因素進(jìn)行后續(xù)的響應(yīng)面優(yōu)化;對于其余的因素,在后續(xù)實(shí)驗(yàn)中均選擇單因素實(shí)驗(yàn)中的最優(yōu)水平,具體取值為:酶用量7.5 IU/g、酶解溫度50 ℃、超聲時(shí)間30 min、超聲溫度50 ℃。

表4 Plackett-Burman實(shí)驗(yàn)統(tǒng)計(jì)分析

2.3 響應(yīng)面法分析

2.3.1 回歸模型的建立及方差分析 根據(jù)單因素實(shí)驗(yàn)和Plackett-Burman實(shí)驗(yàn)結(jié)果,選取固液比(X1)、酶解pH(X2)、超聲功率(X3)和酶解時(shí)間(X4)為自變量,以多糖得率(Y)為響應(yīng)值,利用Minitab15軟件根據(jù)Box-Behnken原理進(jìn)行響應(yīng)面設(shè)計(jì),優(yōu)化雞油菌多糖提取工藝,以1、0、-1分別代表自變量的三個(gè)水平,實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)方案及結(jié)果見表5。

表7 回歸模型方差分析

表5 Box-Behnken響應(yīng)面實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

運(yùn)用Minitab15數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析軟件使用未編碼單位對實(shí)驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行多元回歸擬合,回歸模型系數(shù)及顯著性檢驗(yàn)結(jié)果見表6?？梢钥闯?4個(gè)因素對多糖得率影響大小的排序?yàn)?X1>X4>X3>X2;X12、X22、X32、X42、X1X2、X1X3、X1X4,X3X4極顯著地影響多糖得率(p<0.01);X2(酶解pH)對得率有顯著影響(p<0.05),而X2X3和X2X4的影響不顯著(p>0.05)。由此可知,各影響因素對于多糖得率的影響不是簡單的線性關(guān)系。

采用逐步回歸得到X1(固液比)、X2(酶解pH)、X3(超聲功率)和X4(酶解時(shí)間)與Y(雞油菌多糖得率)之間的二次多項(xiàng)回歸方程:Y=11.94+0.264X1-0.067X2-0.128X3+0.133X4-0.427X12-1.046X22-0.325X32-0.621X42-0.123X1X2-0.178X1X3+0.363X1X4+0.01X2X3+0.003X2X4-0.27X3X4

表6 回歸方程偏回歸系數(shù)估計(jì)值

注:*在0.05水平顯著;**在0.01水平顯著。

圖9 兩因素交互作用對多糖得率的響應(yīng)曲面圖Fig.9 Response surface plots for operating parameters on yield of polysaccharides

2.3.2 響應(yīng)曲面分析 圖9直觀地給出了各個(gè)因子交互作用的響應(yīng)面和等高線分析圖。從響應(yīng)面中可以確定最佳因素的水平范圍,而等高線的形狀反映出交互作用影響效應(yīng)的強(qiáng)弱與大小,橢圓形表示兩種因素的交互作用影響顯著,而圓形則表示兩種因素的交互作用影響不顯著。

由圖9a、圖9b、圖9c可以看出,隨著固液比的增加,多糖得率先增大后減小,在固液比約為1∶40～1∶50(g/mL)時(shí),得率較高。固液比對得率的影響較大,溶劑量少時(shí),物料粘度大,擴(kuò)散速度慢,難以保證物料中大部分多糖成分溶到提取液中,使提取不完全;溶劑量過大,溶液中多糖濃度低,處理操作過程中易丟失多糖物質(zhì),因此會減少多糖得率。

由圖9c、圖9d、圖9f可知,酶解時(shí)間對得率的影響也較大,酶解時(shí)間過短或過長,均使多糖得率降低,這是由于酶解時(shí)間短影響多糖溶出量,酶解時(shí)間長雜質(zhì)溶出量增多、多糖分解,因此本實(shí)驗(yàn)選擇其最有效酶解時(shí)間為50～70 min。

由圖9b、圖9d、圖9e可以看出,隨著超聲功率增大,多糖得率逐漸提高,但太大的超聲功率也會降低多糖得率,因此超聲功率需控制在合適的范圍內(nèi)。超聲波對多糖提取的影響非常顯著,超聲波可產(chǎn)生橫向振動和縱向振動,隨著超聲功率增大,振動程度、空化現(xiàn)象較劇烈,破壞了細(xì)胞壁的組織和細(xì)胞,胞內(nèi)多糖不斷溶出,利于多糖的提取[14];當(dāng)超聲功率增大到一定程度后,多糖得率反而降低,這可能是由于超聲功率過大時(shí),多糖結(jié)構(gòu)被破壞。

由圖9a、圖9e、圖9f可知,多糖得率隨酶解pH的增大而提高,當(dāng)pH約為4.0～5.6時(shí),得率提高的速率較快,當(dāng)酶解pH超過5.6后,得率開始下降,可能是由于pH的升高影響了酶與底物的親和力,破壞了酶的活性[15],因此酶解pH需控制在合適的范圍內(nèi)。

由等高線圖可知,固液比與酶解pH、固液比與超聲功率、固液比與酶解時(shí)間、超聲功率與酶解時(shí)間的等高線趨于橢圓形,表示交互作用顯著;而酶解pH與超聲功率、酶解pH與酶解時(shí)間的等高線趨于圓形,表示交互作用不顯著。

2.3.3 確定最優(yōu)值和回歸模型的驗(yàn)證實(shí)驗(yàn) 對回歸方程中四個(gè)因素分別求偏導(dǎo),并令等式為零,解方程可得到四個(gè)因素的最佳水平值,分別為:X1=0.59、X2=-0.07、X3=-0.53、X4=0.40,提取的最佳條件為:固液比1∶45.9(g/mL)、酶解pH5.54、超聲功率208.2 W、酶解時(shí)間68 min、此時(shí)雞油菌多糖得率為12.08%。與靳文娟[16]等報(bào)道的超聲波法提取雞油菌多糖(得率為4.72%)相比,超聲協(xié)同酶法顯著地提高了雞油菌多糖的得率。考慮到實(shí)際操作的局限性,同時(shí)達(dá)到節(jié)省時(shí)間、提取效果好的目的,將雞油菌多糖的浸提工藝條件修正為:固液比1∶46(g/mL)、酶解pH5.5、超聲功率210 W、酶解時(shí)間68 min。在此條件下,雞油菌多糖得率為11.91%,表明響應(yīng)面分析的優(yōu)化結(jié)果與實(shí)際值相吻合,具有一定的實(shí)用價(jià)值。

3 結(jié)論

通過單因素實(shí)驗(yàn)、Plackett-Burman實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)以及在此基礎(chǔ)上四因素三水平響應(yīng)面法實(shí)驗(yàn),建立了響應(yīng)值與各因素之間的數(shù)學(xué)模型,依此模型預(yù)測了雞油菌多糖的理論得率,并結(jié)合實(shí)際操作,確定雞油菌多糖提取的最佳工藝參數(shù):固液比1∶46(g/mL)、酶解pH5.5、超聲功率210 W、酶解時(shí)間68 min、酶用量7.5 IU/g、酶解溫度50 ℃、超聲時(shí)間30 min、超聲溫度50 ℃,雞油菌多糖理論得率可達(dá)12.08%,實(shí)際測定值為11.91%,相對誤差1.41%,表明Plackett-Burman設(shè)計(jì)與響應(yīng)面分析方法(RSM)相結(jié)合可以快速、有效地從眾多影響雞油菌多糖得率的因素中篩選出比較重要的影響因素并實(shí)現(xiàn)其水平優(yōu)化,優(yōu)化結(jié)果與實(shí)際多糖得率吻合較好。同時(shí)也表明超聲波輔助纖維素酶提取方法簡單、效率高,可作為雞油菌多糖的提取工藝。

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Optimization of ultrasonic-assisted enzymatic extraction of polysaccharides fromCantharelluscibariusby Plackett-Burman design and response surface methodology

MENG Ya-hong,LI Hui*

(Kunming University of Science and Technology,Yunnan Province Food Safety Research Institute,Kunming 650500,China)

To optimize the ultrasinic-assisted enzymatic extraction of polysaccharides fromCantharelluscibarius,on the base of the single factor experiment results,enzymatic hydrolysis pH,solid-liquid ratio,ultrasonic power and enzymatic hydrolysis time were identified as main factors that influence polysaccharides yield with the Plackett-Burman experiment design firstly. Then the Box-Behnken experiment design and response surface analysis were adopted to optimize the extraction conditions with polysaccharides yield as the response value. The optimized technological parameters were as follows:pH5.5,solid-liquid ratio 1∶46(g/mL),ultrasonic power 210 W and enzymatic hydrolysis time 68 min. Under these conditions,the theoretical and actual crude polysaccharides yield were 12.08% and 11.91%,respectively,with a relative error of 1.41%,which indicated that the combination of Plackett-Burman design and response surface analysis can well optimize the extraction technology of polysaccharides fromCantharelluscibariuswith the ultrasinic-assisted enzymatic extraction method and it can provide certain technical support for the widely used ofCantharelluscibarius.

Cantharelluscibariuspolysaccharides;Plackett-Burman design;ultrasonic;cellulase

2015-03-23

孟雅紅(1989-)，女，在讀碩士研究生，研究方向：食品化學(xué)與生物化學(xué)，E-mail：13085390970@163.com。

*通訊作者:李輝(1985-)，女，博士，副教授，研究方向：食品化學(xué)，E-mail：lihuiscut@126.com。

云南省科技計(jì)劃青年項(xiàng)目(2014FD008)；云南省省級人培項(xiàng)目(KKSY201305002)。

TS201.2

B

1002-0306(2015)21-0242-07

10.13386/j.issn1002-0306.2015.21.042