Box_Behnken响应面法优化沼液氨氮削减工艺
Box-Behnken_响应面法优化超声提取皱皮木瓜总黄酮工艺
Box-Behnken响应面法优化超声提取皱皮木瓜总黄酮工艺刘岩,吕宗凯,刘连芬,钱关泽∗㊀(聊城大学生命科学学院,山东聊城252059)摘要㊀以蔷薇科中的皱皮木瓜为研究对象,以其叶片为试验材料,分别进行料液比㊁提取时间㊁提取温度㊁乙醇浓度单因素试验探究总黄酮提取最适范围,通过响应面法(RSM)和Box-Behnken试验设计结合二次回流优化超声辅助提取总黄酮工艺㊂结果表明,不同因素对木瓜叶片总黄酮提取率的影响顺序为提取时间>乙醇浓度>料液比;最佳工艺条件为提取时间52min㊁乙醇浓度74%㊁料液比1ʒ41(gʒmL)时,总黄酮为156.65mg/g,提取率达到15.67%㊂关键词㊀皱皮木瓜;总黄酮;响应面法;提取工艺优化中图分类号㊀R284.2㊀㊀文献标识码㊀A㊀㊀文章编号㊀0517-6611(2023)10-0144-05doi:10.3969/j.issn.0517-6611.2023.10.032㊀㊀㊀㊀㊀开放科学(资源服务)标识码(OSID):OptimizationofUltrasonicExtractionofTotalFlavonoidsfromChaenomelesspeciosabyBox⁃BehnkenResponseSurfaceMethodologyLIUYan,LÜZong⁃kai,LIULian⁃fenetal㊀(SchoolofLifeScience,LiaochengUniversity,Liaocheng,Shandong252059)Abstract㊀TakingChaenomelesspeciosaintheRosaceaeastheresearchobjectanditsleavesastheexperimentalmaterial,thesinglefactorexper⁃imentswereconductedtoexploretheoptimalrangeoftotalflavonoidsextraction,includingsolid⁃liquidratio,extractiontime,extractiontempera⁃tureandethanolconcentration.Responsesurfacemethodology(RSM)andBox⁃Behnkenexperimentaldesignwerecombinedwithsecondaryre⁃fluxtooptimizetheultrasonicassistedextractionprocessoftotalflavonoids.Theresultsshowedthattheorderofinfluenceofdifferentfactorsontheextractionrateoftotalflavonoidsfrompapayaleaveswasextractiontime>ethanolconcentration>solid⁃liquidratio;theoptimalprocessconditionswereextractiontime52minutes,ethanolconcentration74%andsolid⁃liquidratio1ʒ41(gʒmL),thetotalflavonoidswere156.65mg/g,andtheextractionratereached15.67%.Keywords㊀Chaenomelesspeciosa;Totalflavonoids;Responsesurfacemethodology(RSM);Optimizationofextractionprocess基金项目㊀国家自然科学基金项目(31070619,31170178);山东省自然科学基金项目(ZR2011CM045)㊂作者简介㊀刘岩(1998 ),女,河北唐山人,硕士研究生,研究方向:植物学㊂∗通信作者,教授,博士,硕士生导师,从事种子植物分类及资源利用研究㊂收稿日期㊀2022-07-06;修回日期㊀2022-07-18㊀㊀皱皮木瓜(Chaenomelesspeciosa(sweet)Nakai)又称楙㊁贴梗木瓜㊁贴梗海棠㊁铁脚梨等,是蔷薇科木瓜属植物,在安徽㊁浙江㊁陕西㊁甘肃㊁广东㊁云贵川及缅甸等均有分布,为常见的栽培及药用植物,花色有乳白色㊁粉红色㊁大红色且有重瓣及半重瓣品种,早春先花后叶[1]㊂皱皮木瓜含有大量的有机酸㊁三萜类㊁黄酮类化合物㊁熊果酸㊁多糖及超氧化物歧化酶(SOD)等成分,被称为 百益之果 ,是一种药食同源的植物[2]㊂中医认为木瓜味酸性温,入肝㊁脾经,有健脾开胃㊁去湿舒筋之功效,药理学上认为这些物质具有抗癌㊁抑制肿瘤㊁抗炎杀菌㊁抗氧化等功效[3]㊂目前对于皱皮木瓜的研究多集中在栽培技术[4]和药用价值[5]方面,对其活性物质的研究包括对皂苷㊁熊果酸㊁齐墩果酸及有机酸等物质的提纯技术及功能效果方面[6-7];仅少量学者报道了皱皮木瓜中黄酮类物质的提纯方法及总黄酮含量,指出了由于皱皮木瓜分布区的差异,其含有的总黄酮含量也不尽相同[8-9],对木瓜中黄酮类物质的提取工艺优化的研究还鲜见报道㊂黄酮类化合物的传统提取方法主要包括水提法㊁溶剂萃取法㊁树脂吸附法等,近年来国内外新开发的提取方法有超声辅助提取法[10]㊁超临界流体萃取法[11]㊁微波萃取法[12]㊁酶提取法[13]等,其中超声辅助提取法具有用时短㊁成本低㊁提取率高㊁无试剂残留污染环境等优点[14],它亦可结合其他提取方式共同使用,是一种广泛应用的有极大发展前景的物质提取方式㊂为发掘皱皮木瓜叶片的潜在利用价值,减少枯枝败叶对环境造成的污染和压力,该试验采用Box-Behnken响应面法研究料液比㊁乙醇浓度㊁提取温度㊁提取时间4个因素对总黄酮提取效果的影响,优化超声冷凝回流法提取皱皮木瓜叶片中总黄酮的工艺参数,以期为皱皮木瓜叶片的深度开发利用及其中活性物质的研究提供理论和技术支持㊂1㊀材料与方法1.1㊀试验材料1.1.1㊀试材㊂皱皮木瓜春季4月新鲜幼嫩叶片,采自山东省聊城大学植物园,挑选大小㊁幼嫩程度相似㊁无病虫害㊁完整新鲜的叶片㊂1.1.2㊀试剂㊂亚硝酸钠㊁氢氧化钠㊁九水硝酸铝㊁芦丁标准品(纯度ȡ98%),购自天津市大茂化学试剂厂;无水乙醇购自国药集团化学试剂有限公司;所有试剂均为分析纯(AR)㊂1.1.3㊀仪器与设备㊂DGX-9053B-1型电热鼓风干燥箱,上海优浦科学仪器有限公司;仙桃xt-200型高速多功能粉碎机,浙江省永康市红太阳机电有限公司;FA1004电子分析天平,上海越平科学仪器有限公司;SB-4200DTD数控加热超声波清洗机,宁波新芝生物科技股份有限公司;SHK-Ⅲ循环水式多用真空泵,郑州科泰实验设备有限公司;UV紫外可见分光光度计,上海佑科仪器仪表有限公司㊂1.2㊀试验方法1.2.1㊀试验材料的处理㊂将采摘的新鲜皱皮木瓜叶片洗净晾干,放于70ħ烘干箱中恒温烘干至恒重,后用粉碎机粉碎㊁过筛得粉末,储存于干燥袋中于4ħ冰箱密封保存备用㊂1.2.2㊀芦丁标准曲线建立㊂根据卞京军等[15]的方法稍作改良建立标准曲线㊂以芦丁作为标准品,精确称取1g样品,60%乙醇500mL溶解,并用60%乙醇定容至1000mL,得浓㊀㊀㊀安徽农业科学,J.AnhuiAgric.Sci.2023,51(10):144-148度为1mg/mL的芦丁标准溶液㊂取6支试管,分别加入0㊁0.2㊁0.4㊁0.6㊁0.8㊁1.0mL标准溶液,之后加入60%乙醇至体积为1mL,先加入10%亚硝酸钠溶液0.5mL,振荡摇匀并静置5min,之后加入10%硝酸铝溶液0.5mL,振荡并摇匀,静置5min,最后加入4%氢氧化钠溶液4mL,振荡并摇匀,静置10min,以第一管为空白对照,测定510nm处的吸光度,以吸光度为纵坐标(y)㊁芦丁质量浓度为横坐标(x)建立芦丁标准曲线㊂1.2.3㊀总黄酮提取及含量测定㊂准确称量木瓜粉末1g于圆底烧瓶中,分别在不同料液比㊁乙醇浓度㊁提取时间㊁提取温度条件下,遵循单一变量原则进行超声冷凝回流提取㊂考虑到高温溶剂易挥发导致提取不充分等问题,该研究根据宋璇等[16]的方法稍作改良,在第一次提取结束后,另加入同等体积乙醇进行二次回流提取,合并提取液,定容于100mL容量瓶,后转移至125mL棕色广口瓶保存㊂采用硝酸铝比色法对总黄酮含量进行测定㊂取200μL样品至试管中,对照中加入同体积蒸馏水,各加入800μL对应体积的乙醇,加10%NaNO2溶液1mL,振荡摇匀后反应5min;加10%Al(NO3)3溶液1mL,振荡摇匀反应5min;加入4%NaOH溶液5mL,振荡摇匀反应10min,测510nm处的OD值㊂参照芦丁标准品计算皱皮木瓜中总黄酮含量,求得总黄酮的提取率,计算公式如下:E=CˑVˑnmˑ100%(1)式中,E为总黄酮提取率(%);C为含有的总黄酮质量浓度(g/mL);V为加入的提取液体积(mL);n为稀释倍数;m为木瓜粉末的质量(g)㊂1.2.4㊀单因素试验㊂1.2.4.1㊀提取温度对总黄酮提取率的影响㊂精确称取皱皮木瓜叶片粉末1g,以料液比1ʒ50(gʒmL)㊁乙醇浓度60%㊁提取时间40min条件下,提取温度分别为室温(30)㊁40㊁50㊁60㊁70ħ进行回流提取,计算总黄酮提取率,重复3次㊂1.2.4.2㊀提取时间对总黄酮提取率的影响㊂精确称取皱皮木瓜叶片粉末1g,以料液比1ʒ50㊁乙醇浓度60%㊁提取温度50ħ条件下,提取时间分别为20㊁30㊁40㊁50㊁60min进行回流提取,计算总黄酮提取率,重复3次㊂1.2.4.3㊀料液比对总黄酮提取率的影响㊂精确称取皱皮木瓜叶片粉末1g,以乙醇浓度60%㊁提取时间40min㊁提取温度50ħ条件下,料液比分别为1ʒ30㊁1ʒ40㊁1ʒ50㊁1ʒ60㊁1ʒ70进行回流提取,计算总黄酮提取率,重复3次㊂1.2.4.4㊀乙醇浓度对总黄酮提取率的影响㊂精确称取皱皮木瓜叶片粉末1g,以料液比1ʒ50㊁提取时间40min㊁提取温度50ħ条件下,乙醇浓度分别为50%㊁60%㊁70%㊁80%㊁90%进行回流提取,计算总黄酮提取率,重复3次㊂1.2.5㊀响应面优化试验设计㊂根据单因素试验的结果,且由于试验材料采集时间原因,选取3因素3水平的响应面分析法对超声辅助提取工艺进行优化,以料液比㊁乙醇浓度㊁提取时间3个因素为自变量,以总黄酮提取率为响应值,将获得数据导入软件Design-Expert,以其中的Box-Behnken设计原理得到17组试验设计,分析多因素交互作用,优化提取条件,建立回归模型,最后确定最佳提取参数及验证试验分析㊂2㊀结果与分析2.1㊀建立芦丁标准曲线㊀以吸光度为纵坐标(y)㊁芦丁质量浓度(mg/mL)为横坐标(x)建立芦丁标准曲线(图1),得出芦丁标准曲线的回归方程为y=1.445x-0.0176(R2=0.9999),表明芦丁在0 1.5mg/mL表现出良好的线性关系㊂图1㊀芦丁标准曲线Fig.1㊀Rutinstandardcurve2.2㊀单因素试验2.2.1㊀乙醇浓度对总黄酮提取率的影响㊂由图2可知,在提取温度㊁提取时间㊁料液比一定的条件下,乙醇浓度在50% 70%总黄酮提取率呈上升趋势,在乙醇浓度70%时提取率达到最大值(15.16%);乙醇浓度大于70%,总黄酮提取率呈显著下降趋势,到90%时总黄酮提取率为13.73%,同比最大值下降了9.43%,说明皱皮木瓜总黄酮在70%乙醇中溶解度最大,由此选取70%为皱皮木瓜叶片总黄酮提取的乙醇浓度㊂图2㊀乙醇浓度对总黄酮提取率的影响Fig.2㊀Effectofethanolconcentrationontheextractionrateoftotalflavonoids2.2.2㊀料液比对总黄酮提取率的影响㊂由图3可知,在提取温度㊁提取时间㊁乙醇浓度一定的条件下,总黄酮提取率随着料液比减少呈先上升后下降的趋势,料液比1ʒ30时总黄酮提取率为13.02%,1ʒ40时总黄酮提取率为14.29%,提取率增长了9.75%,达到最大值;之后总黄酮提取率呈下降趋势㊂因此选择1ʒ40为皱皮木瓜叶片总黄酮提取的料液比㊂2.2.3㊀提取时间对总黄酮提取率的影响㊂由图4可知,在提取温度㊁乙醇浓度㊁料液比一定的条件下,提取时间在2054151卷10期㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀刘岩等㊀Box-Behnken响应面法优化超声提取皱皮木瓜总黄酮工艺图3㊀料液比对总黄酮提取率的影响Fig.3㊀Effectofsolid⁃liquidratioontheextractionrateoftotalflavonoids50min,总黄酮提取率先平缓后急剧增加,提取时间50min时总黄酮提取率达到最高值,为15.55%;随着提取时间延长,总黄酮提取率急剧下降,60min时,总黄酮提取率为14.09%㊂结果表明随着提取时间的增加,总黄酮提取率提高,当时间超过一定限值后总黄酮提取率下降,在工业生产中延长提取时间会增加生产成本和消耗,为节约时间和经济成本,选择50min为皱皮木瓜叶片总黄酮提取时间㊂图4㊀提取时间对总黄酮提取率的影响Fig.4㊀Effectofextractiontimeontheextractionrateoftotalflavonoids2.2.4㊀提取温度对总黄酮提取率的影响㊂由图5可知,在乙醇浓度㊁提取时间㊁料液比一定的条件下,提取温度低于40ħ,随着提取温度的增加总黄酮提取率逐渐增加;提取温度40ħ时总黄酮提取率达到峰值,为16.01%;高于40ħ后总黄酮提取率呈急速下降趋势㊂结果表明随着提取温度的增加,总黄酮提取率提高,而当温度超过一定限值后总黄酮提取率下降,可能是由于温度过高导致部分黄酮类化合物结构遭到破坏或是达到溶剂沸点后溶剂挥发损失,最终导致总黄酮提取率降低,因此选取40ħ为皱皮木瓜叶片总黄酮提取温度㊂2.3㊀响应面试验㊀根据单因素试验结果,对影响皱皮木瓜叶片总黄酮提取率的不同因素(料液比㊁提取时间㊁乙醇浓度)进行Box-Behnken试验设计,表1为不同因素及水平组合条件下皱皮木瓜叶片总黄酮提取率,结果表明,提取时间50min㊁乙醇浓度70%㊁料液比1ʒ40时,皱皮木瓜叶片总黄酮提取率最高,为15.77%㊂㊀㊀以DesignExpert8.05软件对表1数据进行统计分析,建图5㊀提取温度对总黄酮提取率的影响Fig.5㊀Effectofextractiontemperatureontheextractionrateoftotalflavonoids立料液比(A)㊁提取时间(B)㊁乙醇浓度(C)3个因素与皱皮木瓜叶片总黄酮提取率(Y)的二次回归方程:Y=15.74+0.036A+0.059B+0.045C-0.010AB+0.018AC-0.012BC-0.220A2-0.130B2-0.060C2(R2=0.9994)㊂方差分析(表2)显示,模型显著而失拟项不显著,说明试验误差小,具有统计学意义;决定系数(R2)大于0.9,说明模型具有较高的拟合度,可用于皱皮木瓜叶片总黄酮提取的条件优化㊂表1㊀响应面试验设计与结果Table1㊀Responsesurfacetestdesignandresults试验序号TestNo.A(料液比Solid⁃liquidratio)B(提取时间Extractiontimeʊmin)C(乙醇浓度Ethanolconcentration%)总黄酮提取率Extractionrateoftotalflavonoidsʊ%11ʒ40606015.5421ʒ30508015.4631ʒ30407015.2441ʒ40507015.6951ʒ50407015.3361ʒ40408015.5771ʒ40406015.4881ʒ40507015.7491ʒ40507015.77101ʒ40608015.58111ʒ40507015.76121ʒ50607015.51131ʒ50508015.57141ʒ30607015.46151ʒ30506015.38161ʒ40507015.72171ʒ50506015.42㊀㊀回归模型显著性检验结果(表2)表明,模型中料液比(A)不显著(P>0.05),提取时间(B)㊁乙醇浓度(C)均显著(P<0.05),表明料液比对皱皮木瓜叶片总黄酮提取率的影响不显著,提取时间㊁乙醇浓度对提取率的影响显著;A2㊁B2表现为极显著(P<0.01),C2表现为显著(P<0.05),说明乙醇浓度㊁料液比㊁提取时间对皱皮木瓜叶片总黄酮提取率的影响是较为复杂的二次关系,影响顺序为提取时间>乙醇浓度>料液比㊂641㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀安徽农业科学㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀2023年表2㊀响应面回归模型方差分析Table2㊀Analysisofvarianceofresponsesurfaceregressionmodel方差来源Sourceofvariation平方和SS自由度df均方MSF值FvalueP值Pvalue模型Model0.3790.04115.230.0008A0.01110.0113.870.0897B0.02810.02810.180.0153C0.01610.0165.970.0445AB4.000E-00414.000E-0040.150.7124AC1.225E-00311.225E-0030.450.5232BC6.250E-00416.250E-0040.230.6459A20.20010.20073.74<0.0001B20.07410.07427.450.0012C20.01510.0155.680.0487残差Residual0.01972.714E-003失拟项Misfittingterm0.01534.958E-0034.810.0815纯误差Pureerror4.120E-00341.030E-003总误差Totalerror0.390162.4㊀响应面多因素交互作用分析㊀由图6 8可知,在料液比㊁提取时间㊁乙醇浓度两两因素一定的条件下,总黄酮提取率都随着第3个因素的增大而先上升后下降㊂料液比和提取时间的等高线形状偏圆形,说明两者交互作用较缓和;乙醇浓度与料液比的等高线呈椭圆形,表明两者交互作用显著;乙醇浓度和提取时间的等高线呈椭圆形,表明两者交互作用显著㊂从响应面的3D图可知,料液比和提取时间㊁料液比和乙醇浓度㊁乙醇浓度和提取时间的曲线均较陡,说明两图6㊀料液比与提取时间对木瓜叶片总黄酮提取率交互影响的等高线和响应面Fig.6㊀Contourandresponsesurfaceoftheinteractionbetweensolid⁃liquidratioandextractiontimeontheextractionrateoftotalflavonoidsfrompapayaleaves图7㊀料液比与乙醇浓度对木瓜叶片总黄酮提取率交互影响的等高线和响应面Fig.7㊀Contourandresponsesurfaceoftheinteractionbetweensolid⁃liquidratioandethanolconcentrationontheextractionrateoftotalfla⁃vonoidsfrompapayaleaves74151卷10期㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀刘岩等㊀Box-Behnken响应面法优化超声提取皱皮木瓜总黄酮工艺图8㊀乙醇浓度与提取时间对木瓜叶片总黄酮提取率交互影响的等高线和响应面Fig.8㊀Contourandresponsesurfaceoftheinteractionbetweenethanolconcentrationandextractiontimeontheextractionrateoftotalfla⁃vonoidsfrompapayaleaves者的交互作用对总黄酮提取率的影响较大㊂2.5㊀总黄酮最佳提取参数的确定及验证性试验㊀经过分析回归方程,选择Maximize模式对总黄酮提取工艺进行参数优化,得到最优提取总黄酮的条件为提取时间52min㊁乙醇浓度73.64%㊁料液比1ʒ40.94,此时,皱皮木瓜叶片总黄酮提取率的理论值为15.75%㊂为验证回归方程,以提取时间52min㊁乙醇浓度74%㊁料液比1ʒ41进行皱皮木瓜叶片总黄酮提取率验证试验,进行3组平行试验,回流提取2次,结果发现总黄酮提取率实际均值为15.67%,RSD小于5%,与理论值基本一致,说明Box-Behnken响应面优化设计得到的各因素水平条件组合比较可靠,可以用于实际操作以及优化提取参数㊂3㊀结论与讨论前人研究报道,一般皱皮木瓜果实总黄酮含量在6 40mg/g[17],皱皮木瓜皮渣总黄酮得率为0.2% 0.5%[15]㊂唐浩国[18]研究表明,超声波具有空化作用,该作用可加速植物有效成分溶解出来,进而提高活性成分的提取率㊂该研究利用超声冷凝回流提取法提取皱皮木瓜叶片中总黄酮,结合二次回流提取并利用Box-Behnken响应面试验设计对提取条件进行优化,结果表明在提取时间52min㊁乙醇浓度74%㊁料液比1ʒ41条件下总黄酮得率最高,总黄酮提取率达到15.67%,总黄酮含量为156.65mg/g,比文献报道的总黄酮得率显著提高[19-22]㊂究其原因,或是由于采样时间处于春季,叶片较嫩,总黄酮含量更高,且一次提取后又加入溶剂进行了二次回流,补充了溶剂,保证总黄酮的大部分能够提取出来㊂由此可见,Box-Behnken响应面法优化及二次回流的应用使得总黄酮提取率更高㊂该研究结果最大程度提高了皱皮木瓜叶片总黄酮得率,证明了以响应面法优化提取皱皮木瓜叶片总黄酮工艺的可行性,充分挖掘出木瓜的潜在利用价值,在控制成本㊁提高效率㊁保护环境㊁减少污染方面有着巨大的优势,从而实现了皱皮木瓜原料更为高效利用,为扩大皱皮木瓜工业生产及产品的开发利用提供了可靠依据㊂参考文献[1]中国科学院中国植物志编辑委员会.中国植物志:第36卷[M].北京:科学出版社,1974:400-402.[2]陈红,王关祥,郑林,等.木瓜属(贴梗海棠)品种分类的研究历史与现状[J].山东林业科技,2006,36(5):70-71,78.[3]国家中医药管理局‘中华本草“编辑委员会.中华本草:第4卷[M].上海:上海科学技术出版社,1999:111.[4]郭建全,刘春华,黄金铭,等.皱皮木瓜栽培技术要点[J].江西农业,2019(12):15.[5]程翔.皱皮木瓜均一多糖的分离纯化㊁结构鉴定及抗肿瘤活性研究[D].上海:上海中医药大学,2019[6]刘世尧.不同产区皱皮木瓜有机酸组成及主要活性成分分离纯化研究[D].重庆:西南大学,2012.[7]王志芳.皱皮木瓜中齐墩果酸和熊果酸测定㊁提取及抗肿瘤活性研究[D].武汉:华中农业大学,2006.[8]王文平,蒋朝晖.木瓜中总黄酮的提取分离及含量测定[J].食品工业科技,2004,25(3):81-82.[9]李娜,姜洪芳,金敬宏,等.不同采收期的宣木瓜总黄酮含量分析[J].食品研究与开发,2011,32(2):112-114.[10]周胜男,褚翠翠,陆宁.食用仙人掌中黄酮类物质的提取研究[J].食品工业科技,2008,29(2):228-230.[11]DUGOP,MONDELLOL,DUGOG,etal.Rapidanalysisofpolymethoxy⁃latedflavonesfromcitrusoilsbysupercriticalfluidchromatography[J].Journalofagriculturalandfoodchemisry,1996,44(12):3900-3905.[12]孙萍,李艳,成玉怀.甘草总黄酮的微波提取及含量测定[J].时珍国医国药,2003,14(5):266-267.[13]WUML,ZHOUCS,CHENLS,etal.Studyontheextractionoftotalfla⁃vonoidsfromGingoleavesbyenzymehydrolysis[J].Naturalproductre⁃searchanddevelopment,2004,16(6):557-560.[14]代彩玲,王萍,王静,等.籽瓜瓜皮果胶提取方法的优化与评价[J].中国瓜菜,2018,31(10):13-18.[15]卞京军,程密密,刘世尧,等.皱皮木瓜皮渣齐墩果酸㊁熊果酸和总黄酮连续提取工艺研究[J].西南大学学报(自然科学版),2015,37(3):158-165.[16]宋璇,王汝华,于建丽,等.山楂叶黄酮分离纯化及抗氧化活性[J].食品研究与开发,2022,43(4):57-63.[17]郑璇,申国明,高林,等.不同产区皱皮木瓜总黄酮含量与土壤主要化学指标的关系[J].江苏农业科学,2018,46(17):202-205.[18]唐浩国.黄酮类化合物研究[M].北京:科学出版社,2009:64-65.[19]王有为,何敬胜,范建伟,等.木瓜道地起源与道地产区形成研究[C]//中国中西医结合学会中药专业委员会.2009年全国中药学术研讨会论文集.北京:中国中西医结合学会,2009:163-168.[20]郭锡勇,唐修静,郭莉莉.木瓜不同炮制品中总黄酮含量测定[J].贵阳中医学院学报,2000,22(4):61-62.[21]陈翠,熊德琴,李春晖.木瓜中总黄酮提取最佳工艺的研究[J].广东石油化工学院学报,2012,22(1):15-17,25.[22]严睿文,丁毅.宣木瓜中黄酮的提取分离及含量的测定[J].生物学杂志,2008,25(3):62-64.841㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀安徽农业科学㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀2023年。
响应面法优化MAP法处理高浓度氨氮废水的研究
响应面法优化MAP法处理高浓度氨氮废水的研究饶力;汪晓军;陈振国;袁延磊;郭冠超【摘要】采用鸟粪石法对氧化铁红厂高氨氮废水进行处理,以pH、n(N)∶n (Mg)和n(N)∶n(P)为主要影响因素,通过响应面法对处理过程进行了优化设计,得到拟合程度高的二次响应曲面模型。
预测的最佳实验条件:pH=9.40,n(N)∶n(Mg)∶n(P)=0.8∶1∶1,此条件下氨氮去除率为99.77%。
通过对镁盐和磷酸盐投加量的分析得到,当n(N)∶n(Mg)∶n(P)=0.9∶1.25∶1时,出水氨氮能够达到排放标准的要求,且出水正磷酸盐浓度较低。
SEM和XRD表征结果显示,所得沉淀物大部分为磷酸铵镁。
%MAP method has been used for treating the high ammonia-nitrogen wastewater from an iron oxide red factory. The three main influencing factors are as follows:pH,n (N)∶n (Mg)和n (N)∶n (P). The treatment course is optimized by response surface method (RSM),so as to obtain the quadratic response curved model with high fitting degree. Under the forecast optimum experime nt conditions:pH=9.40,n (N)∶n (Mg)∶n (P)=0.8∶1∶1, the removing rate of ammonia-nitrogen could be 99.77%. By analyzing the dosages of Mg2+and PO43-,it is found that when n(N)∶n (Mg)∶n(P)=0.9∶1.25∶1,the effluent concentration of ammonia-nitrogen could meet the requirements for the emis-sion standard,and the concentrationof orthophosphate could stay at a low level. The results of SEM and XRD chara-cterization show that the sediments obtained are mostly magnesium ammonium phosphate.【期刊名称】《工业水处理》【年(卷),期】2015(000)006【总页数】4页(P61-64)【关键词】响应面法;氧化铁红;高氨氮废水;磷酸铵镁【作者】饶力;汪晓军;陈振国;袁延磊;郭冠超【作者单位】华南理工大学环境与能源学院工业聚集区污染控制与生态修复教育部重点实验室,广东广州510006;华南理工大学环境与能源学院工业聚集区污染控制与生态修复教育部重点实验室,广东广州510006;华南理工大学环境与能源学院工业聚集区污染控制与生态修复教育部重点实验室,广东广州510006;华南理工大学环境与能源学院工业聚集区污染控制与生态修复教育部重点实验室,广东广州510006;华南理工大学环境与能源学院工业聚集区污染控制与生态修复教育部重点实验室,广东广州510006【正文语种】中文【中图分类】X703混酸法制备氧化铁红〔1〕过程中会产生大量呈酸性的高浓度氨氮废水,其经烧碱中和沉淀法预处理后,其中的pH、色度、SS均可满足排放标准要求,但氨氮浓度仍然很高。
Box-Behnken响应面法优化韩信草总黄酮提取及其抑菌活性研究
类[5]、有机酸类及酚类等成分[6],其中黄酮类 市北晨方正试剂厂),乙醇(天津市大茂化学试
为韩信草的主要有效成分[7],含量较高的有野 剂厂),以上试剂均为分析纯,水为自制纯净水。
黄芩苷[8]、汉黄芩苷、芹菜素、5,7- 二甲氧基 1.1.2 仪器与设备
黄酮[9]等黄酮类化合物。研究表明,黄酮类成分
名大力草、耳挖草、大叶半枝莲等[3],主要分布
芦丁对照品(安徽酷尔生物工程有限公司,
在我国的江苏、安徽、陕西等地。该中药应用广 批 号 :LT491022, 纯 度 : ≥ 98%); 亚 硝 酸 钠
泛,在《中华本草》和《中药大辞典》中均有记 (天津市致远化学试剂有限公司),硝酸铝(天津
载。据报道,该药材中含有黄酮类[4]、氨基酸 市科密欧化学试剂有限公司),氢氧化钠(天津
5.0mL、6.0mL 分 别 置 于 25mL 的 容 量 瓶 中, 依
1 材料与方法
1.1 材料 1.1.1 材料与试剂
韩 信 草( 购 于 亳 州 诚 善 堂 中 药 材 药 店, 批 号 :20200910),其产地为安徽,经江苏省徐州 医药高等职业学校黄培池副教授鉴定为唇形科黄
次 加 入 5% 的 亚 硝 酸 钠 溶 液 1mL, 摇 匀, 放 置 6min,再分别加入 1mL 的 10% 硝酸铝溶液,摇 匀, 放 置 6min, 加 氢 氧 化 钠 试 液 10mL, 分 别 用 50% 乙 醇 定 容, 摇 匀, 放 置 15min, 以 50% 乙 醇 为 空 白 对 照, 依 照 紫 外 - 可 见 分 光 光 度 法[13],在 510nm 的波长处测定吸光度。以芦丁
法优化韩信草总黄酮的超声辅助醇提取工艺,并 容,摇匀,即得 0.2mg/mL 的芦丁对照品溶液[12]。
Box-Behnken设计-响应面法优化感应静电喷雾参数
Box-Behnken设计-响应面法优化感应静电喷雾参数陈志刚;张奇;张波;杜彦生【摘要】为了探究静电喷雾过程中多因素对荷质比的影响,采用感应荷电方式,先对4种孔径喷嘴的荷质比进行试验,选取一个荷质比变化较显著的喷嘴,然后采用单因素试验方法,分别对充电电压、喷雾压力、药液电导率3个因素进行试验,探讨各因素对荷质比的影响规律.在此基础上采用Box-Behnken设计-响应面法以TXVK-3型喷嘴的充电电压、喷雾压力、药液电导率进行3因素3水平的优化试验,确定最优参数.结果表明,在电压6.9 kV、喷雾压力0.3 MPa、药液电导率13.9 mS/cm时,平均荷质比为-0.227 mC/kg,相对误差不到2%.【期刊名称】《广东农业科学》【年(卷),期】2018(045)011【总页数】7页(P137-143)【关键词】静电喷雾;荷质比;充电电压;压力;电导率【作者】陈志刚;张奇;张波;杜彦生【作者单位】江苏大学电气信息工程学院,江苏镇江 212000;江苏大学环境与安全工程学院,江苏镇江 212000;江苏大学电气信息工程学院,江苏镇江 212000;江苏大学环境与安全工程学院,江苏镇江 212000;江苏大学环境与安全工程学院,江苏镇江 212000【正文语种】中文【中图分类】S491随着生活水平的提高,人们对环境安全越来越重视[1]。
静电喷雾技术是利用不同的充电方式使液滴带电,液滴的运动轨迹会沿电力线发生绕曲,药液更好地附着在目标背面、植茎部位,改善植株冠层穿透,可将农药有效利用率提高40%[2-3],从而达到减少农药使用量的目的,且能够有效地降低飘移、散失和减少农药对环境的污染[4-7]。
静电喷头是静电喷雾的关键部件,其主要功能是实现药液雾化和雾滴荷电,并能产生粒径较小且均匀的雾滴,最主要的是如何获得尽可能大的荷质比[8-9]。
王贞涛等[10]、Laryea等[11]通过实验证实了雾滴的荷质比随荷电电压的增加而增大;张瑞等[12]分析了压力和喷孔直径对喷头雾化性能的影响,王军锋等[13]发现电导率是影响液滴荷质比的重要因素。
Box-Behnken设计-响应面法优化桔梗醇提工艺及醇提物美白活性分析
蔡铁全,庞会娜,黄意情,等. Box-Behnken 设计-响应面法优化桔梗醇提工艺及醇提物美白活性分析[J]. 食品工业科技,2023,44(20):189−196. doi: 10.13386/j.issn1002-0306.2022110203CAI Tiequan, PANG Huina, HUANG Yiqing, et al. Optimization of Alcohol Extraction Process of Platycodon grandiflorum by Box-Behnken Design-Response Surface Method and Analysis of Whitening Activity of Alcohol Extract[J]. Science and Technology of Food Industry, 2023, 44(20): 189−196. (in Chinese with English abstract). doi: 10.13386/j.issn1002-0306.2022110203· 工艺技术 ·Box-Behnken 设计-响应面法优化桔梗醇提工艺及醇提物美白活性分析蔡铁全1,庞会娜2,黄意情2,万志强2, *,严铭铭2,3,*(1.国家市场监督管理总局食品审评中心,北京 100070;2.长春中医药大学东北亚中医药研究院,吉林长春 130117;3.吉林省中药保健食品科技创新中心,吉林长春 130117)摘 要:利用响应面法优化桔梗醇提工艺,并考察其美白活性。
以提取时间、提取次数、溶媒量为影响因素,采用单因素考察和Box-Behnken 响应面设计试验,优化桔梗醇提工艺;以酶抑制活性和抗氧化为指标考察提取物的美白活性。
结果表明,桔梗的最佳乙醇提取工艺为提取次数3次,提取时间1 h ,溶媒量8倍,该条件下制备的桔梗醇提物中桔梗皂苷D 、熊果苷、桔梗总皂苷的提取率分别为0.122%±0.003%、0.128%±0.005%、0.582%±0.007%,且具有良好的酪氨酸酶抑制活性(92.39%)、透明质酸酶抑制活性(88.26%)、细胞黑色素抑制效果及自由基DPPH (90.19%)和ABTS + (80.57%)清除活性。
box-behnken响应面优化发酵法
box-behnken响应面优化发酵法
Box-Behnken响应面优化发酵法(Box-Behnken Response Surface Optimization Fermentation,简称BBRSOF)是一种在
发酵过程中对所有可能影响生产过程的参数进行控制、优化和管理的方法。
它主要是基于响应面理论,用于确定发酵过程中的参数,以优化生产性能。
它可以用来控制发酵过程中的参数,以提高产品的质量,提高生产率,提高发酵的可控性和稳定性,甚至可以进行操作参数的调整,以适应不同的发酵条件。
BBRSOF有许多优点。
首先,它能够快速准确地确定发
酵参数的最佳配置,这使得发酵过程的操作更简单,更有效。
其次,BBRSOF能够更好地控制发酵过程,提高发酵的可控
性和稳定性,减少发酵中的不确定性,从而提高发酵的产量。
最后,BBRSOF能够有效地控制发酵过程中的参数,以获得
更高质量的产品,确保产品的质量稳定。
因此,BBRSOF是一种非常有用的发酵优化方法,它可
以有效地控制发酵过程中的参数,以获得更高质量的产品,确保产品的质量稳定。
它还可以提高生产率,提高发酵的可控性和稳定性,以及降低发酵过程中的不确定性。
此外,它还可以更好地调整操作参数,以适应不同的发酵条件,进一步提高发酵的效率和产量。
BoxBehnken响应面分析法优化蛞贝平喘胶囊提取工艺的研究
Box-Behnken 响应面分析法优化虑舌贝平喘胶囊提取丁艺的研究** 基金项目:浙江省公益技术应用研究资助项目基于化 学表征和生物效价多维分析的无硫浙贝母商品规格等级标准研究,编号:LGN19H280002 ;浙江省食品药品监督管理局科 技计划项目基于“化学-生物”指标分析的浙贝母商品规格 等级标准的研究,编号:YP2018007# 通讯作者:程 斌,E-mail :44418972@qq. com沈安'叶晶晶2金湛"程斌"1浙江省宁波市中医院浙江宁波3150102台州恩泽医疗中心(集团)路桥医院浙江台州3180503 衢州职业技术学院 浙江衢州3240004浙江医药高等专科学校浙江宁波315100关键词 响应面分析法 姑贝平喘胶囊 提取工艺“姑贝平喘胶囊”是根据《黎阳王氏秘方》中所载“玉 涎丹”开发的制剂,由姑蝴、浙贝母、蛤翰傥参等组成,具有补肺益肾、清热化痰、降气平喘之功效,可用于治疗 支气管性气喘。
其有效成分为贝母素甲、贝母素乙等多种异街体类生物碱,以及多糖类化合物,为了保证该制剂中有效成分的提取率,笔者采用响应面分析-综合评 分法优化其提取工艺,为该制剂的深入研究开发提供实验参考依据。
1仪器与材料1. 1仪器:Agilentl260型高效液相色谱仪(配蒸发光散射检测器,美国Agilent 公司);UV1902型紫外可见分光光度计(上海奥析科学仪器有限公司);AL204型电子 天平(梅特勒-托利多仪器公司);DZF-6050型真空干燥箱(上海恒一科技有限公司);ZN-100型高速中药粉碎 机(杭州旭众机械设备有限公司)。
1. 2 材料:贝母素甲对照品(HPLO98%,批号:110750-201110),贝母素乙对照品(HPLO98%,批号:110751-201111),均购自中国食品药品检定研究院;D-无水葡萄糖(批号= 20130910),购自天津市光复精细化工研究所;水为 双蒸水,乙月青、甲醇均为色谱纯;其余试剂均为分析纯。
Box—behnken设计-响应面法优选平菇中多糖的超声波辅助纤维素酶提取工艺
摘要: 目的 采用B o x - b e h n k e n设 计一 响 应 面法 优 化 平 菇 中 多糖 的提 取 工 艺 。方 法 以超 声 波 辅 助 纤 维 素 酶 的提 取 方 法 , 考 察 纤 维素酶解温度、 酶 解时间、 酶 用 量 和 超 声 时 间 对提 取 率 的 影 响 , 应用S AS 9 . 1软 件 模 拟 得 到 二 次 响 应 回 归 方 程 , 并 通 过 典 型 分 析
关键 词: 平 菇 多糖 ; 纤维素酶 ; 超声辅助 ; B o x - b e h n k e n设 计
d o i : 1 0 . 3 9 6 9 / j . i s s n . 1 0 0பைடு நூலகம்4 — 2 4 0 7 . 2 0 1 4 . 0 1 . 0 0 1
中 图分 类 号 : R 2 8 4
西北药学杂志
2 0 1 4 年 1 月 第 2 9卷
第 1 期
・
中药 及 天 然 药 物 ・
‘
B o x — b e h n k e n设计一 响应 面 法 优选 平菇 中多 糖 的 超 声 波 辅 助 纤 维 素 酶 提 取
工 艺
张 艳 , 李永 哲。 , 张 扬 , 周鸿 立 ( 1 . 吉林化工学院化学与制药工程学院, 吉林 1 3 2 0 2 2 ; 2 . 吉林石化电石厂, 吉林
t e r s s uc h a s, e nz y ma t i c hyd r o l y s i s t e m pe r a t ur e , e n z y m at i c hy d r o l ys i s t i m e, e nz ym a t i c qu a nt i t i e s a nd hy p e r a c o us t i c t i me t o r a w ma —
Box-Behnken响应面分析法对双阳极电Fenton法处理垃圾渗滤液工艺的优化
魏中华#孙石#邹#平#毕晓伊#姜#阅#任洪强#王艳茹!)*+ %"!+ 年北京市臭氧时空分布及预报 贾海鹰#孟#凡#柴发合#李红霞#李#红#张永锋!*"" 常温常压下采空区遗煤对电厂烟气的吸附 高#飞#邓存宝#王雪峰#戴凤威#武司苑!*"( 不同后整理工艺方法对袋式除尘器滤料过滤性能的影响 刘兴成#沈恒根!*!+ 修饰金电极对甲烷的电催化氧化 张利琴#张#彦#董#川!*!* 北京市交通干道空气中 1.% 和 !+ 1变化及来源分析 孙守家#舒健骅#丛日晨#郑#宁#何春霞!*%$ 不同过滤介质对 73%N' 过滤性能与效果 吴夏雯#陆#茵!*++ 预处理对 1H,I低温催化氧化 H:+ 性能的影响 唐晓龙#李#东#王文勤#易红宏#马#玎#张波文#高凤雨!*+* =H1J的喷雾与混合过程及其对脱硝效率的影响 袁淑霞#樊玉光#胡宇波!*$' 超高温烟尘过滤陶瓷滤料的制备 徐泽丰#崔#荣#金#江!*'! 静电除尘器气流分布数值模拟 纪世昌!*'& 入口速度对静电 OB@B;-AE 过滤器通道过滤性能的影响 李洪根#吴国江!*&!
固体废物处理与处置
用电石渣钢渣和煤矸石制备可控性低强度材料 张#骏#兰思杰#李#阳#罗安然#赵由才!*&( 温度和水蒸气流量对烟秆高温气化的影响 田#甜#李清海#李文妮#何#榕#张衍国!*(+ 纤维素酶添加时间对碱性双氧水预处理玉米秸秆高温厌氧消化的影响
大气污染防治
2?% .+ >,-.% >/8;% .+ 催化剂同时脱硫脱硝性能 任晓光#刘怡宁#张倩楠#田晓良!)'( 基于 7=./0==53 算法的工业废气净化装置电源参数预测模型 荀#倩#王培良#蔡志端!)&+
响应面法优化香蕉秸秆厌氧发酵产沼气工艺
响应面法优化香蕉秸秆厌氧发酵产沼气工艺摘要:为优化香蕉秸秆厌氧发酵产沼气工艺,实现对香蕉秸秆的资源化利用,该研究首先采用单因素试验考察了起始pH、发酵温度、接种物浓度3个因素对香蕉秸秆厌氧发酵总产气量的影响,在此基础上,通过Box-Behnken试验设计及三因素三水平的响应面分析法,对厌氧发酵工艺进行优化。
研究结果表明,根据试验数据建立的二次多项式数学模型具有高度显著性(p<0.0001),相关系数R2=0.9961,说明该模型拟合度、精确度高,数据合理。
通过上述试验研究,得到的最佳工艺条件为:起始pH为7.87,发酵温度为39.45℃,接种物浓度为72.61%。
在此条件下,香蕉秸秆厌氧发酵总产气量的预测值为18017.20mL,试验值为17816.40mL,二者相对偏差为1.11%。
因此,所得模型能够很好地优化香蕉秸秆厌氧发酵的条件并预测总产气量,可为提高香蕉秸秆厌氧发酵产气量及发酵效率提供一定的参考。
香蕉是我国重要的粮食作物,香蕉产业是热带地区农村的支柱产业[1],但是,由于香蕉是一年生草本植物,收获香蕉的同时,会产生大量的秸秆副产物,因此,我国的香蕉秸秆资源相当丰富,是热带农业废弃资源的重要组成部分,然而它们主要被堆置于田间地头,任其腐烂,严重污染了农村蕉园生态环境,且造成了资源的浪费[2~4]。
如何规模化利用香蕉秸秆资源是新农村香蕉产区建设的一项重要课题[2~4]。
香蕉秸秆是一种优质的沼气发酵原料[5~7],以香蕉秸秆为原料进行厌氧发酵产沼气,实现了香蕉秸秆的资源化利用,对农村能源产业的发展有一定的积极作用。
到目前为止,对香蕉秸秆厌氧发酵产沼气的研究较少,为实现沼气产量的最大化,提高发酵效率,需要对厌氧发酵条件进行优化,响应面分析法可以建立总产气量与影响因素之间的响应面模型,综合评价影响产气量的因素以及各因素间的交互作用,并通过回归分析实现对厌氧发酵过程的优化,该方法在优化秸秆厌氧发酵条件方面已经得到广泛应用[8~12]。
响应面Box-Behnken_设计优化野金柴老叶复合酶处理工艺研究
收稿日期:2023-03-28;修订日期:2023-05-17作者简介:郑国华(1963 ),男,研究员,现从事应用微生物研究㊂基金项目:江西省重点研发计划项目(20212BBG73046);江西省科学院包干制重点研发计划项目(2021YSBG22011)㊂第41卷㊀第4期2023年8月江㊀㊀西㊀㊀科㊀㊀学JIANGXI㊀SCIENCEVol.41No.4Aug.2023㊀㊀doi :10.13990/j.issn1001-3679.2023.04.007响应面Box -Behnken 设计优化野金柴老叶复合酶处理工艺研究郑国华1,黄㊀虹2,涂祖新1,李江怀1,邓㊀涛1,张莉莉1,李㊀娅1(1.江西省科学院微生物研究所,330096,南昌;2.江西省农业科学院,330200,南昌)摘要:为提高野金柴老叶中根皮苷的浸出率,对其复合酶预处理工艺进行了研究㊂在构成复合酶的纤维素酶㊁果胶酶和淀粉酶单因素试验基础上,将纤维素酶量(A )㊁果胶酶量(B )以及淀粉酶量(C )的使用量作为影响因子,以经过酶处理后的干叶用沸水冲泡后其根皮苷的释放量(R1)为响应值,通过Design Expert 10软件的响应面Box -Behnken 试验设计,对上述3因子及其交互作用进行了研究㊂结果表明:A ,B 的交互作用对R1影响均达到了极显著水平,C 的交互作用不显著;野金柴老叶干叶复合酶预处理最佳工艺为纤维素酶的用量为干叶重量的0.2%㊁果胶酶的用量为1.0%㊁α-淀粉酶的用量为0.97%,经此处理后的野金柴干叶用沸水冲泡后其根皮苷释放量可达18423mg /kg ,与最高预测值18933mg /kg 比较接近,表明该模型能较好地预测实际处理情况㊂关键词:野金柴老叶;复合酶;根皮苷;响应面Box -Behnken 设计中图分类号:Q946.5㊀㊀㊀㊀文献标识码:A㊀㊀㊀㊀文章编号:1001-3679(2023)04-656-08Optimization of Complex Enzymes Processing Technoliogyof Lithocarpus pachyphyllus (Kurz )Rehd Based on Box -Behnken Response Surface MethodologyZHENG Guohua 1,HUANG Hong 2,TU Zuxin 1,LI Jianghuai 1,DENG Tao 1,ZHANG Lili 1,LI Ya1(1.Institute of Microbiology,Jiangxi Academy of Sciences,330096,Nanchang,PRC;2.Jiangxi Academy of Agricultural Sciences,330200,Nanchang,PRC)Abstract :In order to improve the extraction rate of phloside from Lithocarpus polystachyus Rehd,the pretreatment technology of complex enzyme was studied.Based on single factor test of cellulase,pectinase and amylase,the amount of cellulase(A),pectinase (B)and amylase(C)were taken as the influencing factors.The extraction amount of phlorhizin (R1)of the enzyme -treated dry leaves after boiling water was taken as the response value.Above three factors and their interactions were studied through the response surface Box -Behnken test design by Design Expert 10software.The results showed the interaction of A and B had significant effects on R1,while the C did not.The op-timal treatment technology of composite enzymes was determined as follows:the dosage of cellulase,pectinase and α-amylase was at 0.2%,1.0%and 0.97%of the dry leaves weight,respectively.The extraction amount of phlorhizin from the treated dry leaves was reaching 18423mg /kg.It was close to the highest predicted value of 18933mg /kg,which indicating the model could predict the actual treatment.Key words:Lithocarpus pachyphyllus(Kurz)Rehd;complex enzymes;phlorhizin;box-Behnken de-sign0㊀引言野金柴,学名木姜叶柯(Lithocarpus pachyphyllus(Kurz)Rehd.),又叫多穗石柯[1]㊁多穗柯,别名甜茶[2]㊁甜叶子树㊁胖稠㊁甜味茶㊁大叶稠子㊁苷茶[3],是壳斗科石柯属植物,其所含化学成分主要为黄酮类和三萜类成分[4],其嫩叶中三叶苷为主要甜味成分[5],所以其嫩叶(或嫩叶制成品)经浸泡后有很高的甜味,因而被称为 甜茶 ㊂经本实验室检测,用其老叶做成的干叶中根皮苷含量高达12%左右㊂根皮苷具有降低血糖㊁改善记忆力㊁抗氧化㊁抗癌等多种重要的生物活性,在新型药物和天然保健食品开发中具有广泛的应用前景[6-9]㊂为了提高野金柴种植效益,有必要对占总叶量80%以上的野金柴老叶加以开发利用㊂然而,属于黄酮类的根皮苷生物活性成分大多存在于细胞内,少量存在于细胞间隙[10]㊂植物细胞壁主要是由纤维素㊁半纤维素㊁果胶质等大分子组成[11],植物中小分子化学成分渗透到溶液中,必须穿透植物细胞壁的障碍㊂自20世纪90年代开始,国内许多学者将酶的特性与生物细胞的结构联系起来,陆续开展了将生物酶用于天然药物及中药的辅助提取中,选择性地将细胞壁的组成成分纤维素㊁半纤维素㊁果胶质等水解,从而使植物细胞内有效成分更容易溶解㊁扩散,以期达到提高有效成分浸出率的目的[12]㊂本项目为了进一步提高终产饮品的根皮苷释放量,在野金柴老叶经杀青脱蜡预处理后的干叶[13]基础上,再用复合酶对其进行第二次预处理[14-16],形成的野金柴老叶半成品干叶有效成分根皮苷的释放量再次提高了14%,为终产饮品增添了风味,品质显著提升[17]㊂1㊀材料与方法1.1㊀试剂1.1.1㊀野金柴老叶㊀经过杀青脱蜡的野金柴老叶干叶,由实验室制备[13]:将野金柴新鲜老叶置85ħ恒温干燥箱杀青干燥100min㊂这其间变温3次,即:到25min时取出㊁立即风冷2min,再放入烘干箱继续加热杀青,在50min和75min时又如法 取出 风冷 放回 杀青烘干 操作2次㊂1.1.2㊀根皮苷标准品㊀二水合根皮苷Phloridzin dihydrate(阿拉丁,CAS编号7061-54-3)㊁分子式C21H24O10㊃2H2O㊁分子量472.44㊂1.1.3㊀酶制剂㊀纤维素酶(SPE-013,4000μ/g)㊁果胶酶(SPE-006,10000μ/mL)㊁中温α-淀粉酶(SPE-011,1000μ/g)和SPE-008,均为植物精提酶系列,为沧州夏盛酶生物技术有限公司产品㊂1.1.4㊀母液㊀100ˑFe2+/Co2+母液[18-21]:称取0.5g FeSO4㊃7H2O和0.2g CoCl2,加超纯水溶解并定容至10mL,为每100μL含5mg FeSO4和2mg CoCl2㊂1.1.5㊀复合酶促进剂㊀分别称取复合酶促进剂[18-21]㊀0.50g MgSO4㊃7H2O,0.34g MnSO4㊃H2O和0.30g CaCl2,各自用5mL左右超纯水溶解后再混合,加入100ˑFe2+/Co2+母液100μL,定容至1000mL,其每毫升含有:0.5mg MgSO4㊃7H2O,0.34mg MnSO4㊃H2O,0.3mg CaCl2, 0.005mg FeSO4㊃7H2O和0.002mg CoCl2;其pH 值为5~5.5㊂1.1.6㊀酶工作液㊀A㊁2%纤维素酶工作液,称取1.0g纤维素酶粉加至40mL左右的复合酶促进剂中,摇匀混合后再补加复合酶促进剂定容至50mL;按同样的方法配制B㊁2%果胶酶工作液和C㊁2%淀粉酶工作液㊂1.2㊀方法由于野金柴老叶经过杀青脱蜡烘干后,虽然叶片表面的蜡遭到了破坏[22-23],但叶片经干燥后,组织内的水分蒸发,细胞逐渐萎缩㊂这时,在细胞液泡中溶解的活性成分等物质呈结晶或无定形状态沉积于细胞内,使细胞形成空腔,细胞质膜的半透性丧失,导致细胞内的成分溶出障碍[24]㊂为此,本研究采用纤维素酶㊁果胶酶和中温α-淀粉酶构成的复合酶来选择性破坏叶片组织细胞壁[25],以提高野金柴饮品中根皮苷的释放量㊂野金柴老叶干叶酶解实验方法:按照上述商品酶的最佳反应条件,将反应温度㊁反应液pH 值㊁离子类型即溶度和反应时间等,作为酶解反应的固定项,将酶的浓度作为变量,经过酶解的野金柴老叶干叶,用沸水冲泡后茶汤中的根皮苷含量作为应变量㊂将野金柴老叶干叶剪成6cm2左右㊃756㊃第4期㊀㊀㊀㊀㊀㊀郑国华等:响应面Box-Behnken设计优化野金柴老叶复合酶处理工艺研究大小,称取10.0g装入500mL的蓝口瓶中,加入酶工作液并补加复合酶促进剂至终体积和为30mL;阴性对照样瓶只加30mL复合酶促进剂而不加酶,具体方法如下㊂1.2.1㊀单因素实验优化法㊀通过单因素实验设计[26],分别对用于野金柴老叶干叶进行酶处理的复合酶纤维素酶㊁果胶酶和α-淀粉酶各占干叶质量的百分比进行优化,即固定二项因素只对其中的某一单因素(如纤维素酶与干叶质量的百分比)进行调节优化㊂A组,固定果胶酶和α-淀粉酶占比均为0.6%,纤维素酶用量分别为0.2%㊁0.6%和1.0%㊂B组,固定纤维素酶和α-淀粉酶占比均为0.6%,果胶酶用量分别为0.2%㊁0.6%和1.0%㊂C组,固定纤维素酶和果胶酶占比均为0.6%,α-淀粉酶用量分别为0.2%㊁0.6%和1.0%㊂每组取3个装有10g野金柴老叶干叶的500mL蓝口瓶,各瓶按表1的量加入酶工作液和复合酶促进剂,置室温下18h,让干叶吸水涨发,再移至50ħ恒温箱开盖酶解反应6h,中间翻动4次,反应结束后移至85ħ的电热恒温鼓风干燥箱内维持2h用于灭活酶和烘干叶片,即为 野金柴老叶半成品干叶 ,每组实验重复3次㊂表1㊀单因素实验加样表反应瓶2%纤维素酶/mL(酶浓度)2%果胶酶/mL(酶浓度)2%淀粉酶/mL(酶浓度)复合酶促进剂/mLA1 1.0(0.2%)3.0(0.6%)3.0(0.6%)23 A2 3.0(0.6%)3.0(0.6%)3.0(0.6%)21 A3 5.0(1.0%)3.0(0.6%)3.0(0.6%)19 B1 3.0(0.6%)1.0(0.2%)3.0(0.6%)23 B2 3.0(0.6%)3.0(0.6%)3.0(0.6%)21 B3 3.0(0.6%)5.0(1.0%)3.0(0.6%)19 C1 3.0(0.6%)3.0(0.6%)1.0(0.2%)23 C2 3.0(0.6%)3.0(0.6%)3.0(0.6%)21 C3 3.0(0.6%)3.0(0.6%)5.0(1.0%)19阴性对照000301.2.2㊀Box-Behnken设计㊀应用Design Expert 10软件,通过响应面设计方法[27-29]对野金柴老叶干叶进行酶处理实验㊂选取对干叶质量占比0.6%作为上述3种酶水解干叶的优选用酶量,选择范围均在0.2%~1.0%㊂应用Design Expert10软件的Box-Behnken实验设计3因素3水平响应面分析实验,并以野金柴老叶半成品干叶经沸水冲泡后其根皮苷的释放量作为响应值㊂1.2.3㊀根皮苷浸出法㊀精确称取野金柴老叶半成品干叶0.50g,加入150mL沸水冲泡,自然冷却恒定至室温后,对茶汤所含根皮苷进行定量检测㊂1.2.4㊀根皮苷的定量检测㊀由野金柴老叶或嫩叶加工制备的产品,其有效成分含量多是以根皮苷的含量来表征㊂本研究采用分光光度法进行根皮苷含量检测[30]㊂2㊀结果与分析2.1㊀根皮苷检测标准曲线根皮苷水溶液的特征吸收峰波长是285nm;由系列根皮苷浓度标准液和其对应的OD285值构成了测定根皮苷含量的标准曲线和回归方程式, R2值达到了0.999,见图1㊂-0.20.20.40.60.811.21.4D285值/nm05101520253035根皮苷浓度/mg·L-1y=0.039x-0.001R2=0.9994图1㊀根皮苷标准量与OD285值的标准曲线及回归方程线2.2㊀不同纤维素酶用量对野金柴老叶干叶的根皮苷释放量的影响分别选取0.2%㊁0.6%和1.0%纤维素酶用量进行实验,果胶酶和α-淀粉酶用量都定为0.6%㊂精确称取酶解烘干后的野金柴老叶各试验样品0.50g,各加入150mL沸水冲泡,自然冷却后测定各样品根皮苷释放量(mg/kg),结果见图2㊂2000400060008000100001200014000160001800000.2%0.6% 1.0%纤维素酶用量/%平均根皮苷含量/mg·kg图2㊀不同纤维素酶用量对根皮苷释放的影响由图2可知,在复合酶中纤维素酶的用量对野金柴老叶所含根皮苷的释放量有极显著的影响,P值=3.30E-06(<0.01),在指定0.6%果胶酶和0.6%α-淀粉酶的情况下,纤维素酶的用量㊃856㊃江㊀西㊀科㊀学2023年第41卷并不是越多越有效,而是随着用量从1.0%降到0.2%,根皮苷的释放量不降反升㊂加入了干叶质量1.0%纤维素酶的复合酶酶解干叶,其根皮苷的释放量甚至比不加酶的对照组还要低㊂2.3㊀不同果胶酶用量对野金柴老叶干叶的根皮苷释放量的影响分别选取0.2%㊁0.6%和1.0%果胶酶用量进行实验,纤维素酶和α-淀粉酶用量都定为0.6%㊂其后处理同2.2节,结果见图3㊂200040006000800010000120001400000.2%0.6%1.0%果胶酶用量/%平均根皮苷含量/mg ·kg 图3㊀不同果胶酶用量对根皮苷释放的影响由图3可知,在复合酶中果胶酶的用量对野金柴老叶所含根皮苷的释放量有极显著的影响,P 值=2.883E -08(<0.01),在指定的0.6%纤维素酶和0.6%α-淀粉酶下,果胶酶与2.2节的纤维素酶一样,用量并不是越多越有效,而是随着用量从1.0%降到0.2%,根皮苷的释放量不降反升㊂加入了干叶质量1.0%果胶酶的复合酶酶解干叶,其根皮苷的释放量甚至比不加酶的对照组还要低㊂2.4㊀不同α-淀粉酶用量对野金柴老叶干叶的根皮苷释放量的影响分别选取0.2%㊁0.6%和1.0%α-淀粉酶用量进行实验,纤维素酶和果胶酶用量都定为0.6%㊂其后处理同2.2节,结果见图4㊂200040006000800010000120001400000.2%0.6%1.0%α-淀粉酶用量/%平均根皮苷含量/mg ·kg 图4㊀不同α-淀粉酶用量对根皮苷释放量的影响由图4可知,在复合酶中α-淀粉酶的用量对野金柴老叶所含根皮苷的释放量有极显著的影响,P 值=4.39E -07(<0.01),在指定的0.6%纤维素酶和0.6%α-果胶酶下,α-淀粉酶用量并不是越多越有效,当用量为干叶质量的0.6%时根皮苷的释放量才达到最大化;用量为0.2%时,其根皮苷的释放量甚至比不加酶的对照组还要低㊂2.5㊀响应面法验证野金柴老叶复合酶处理的最佳工艺响应面实验响应面实验设计因素水平和编码如表6所示,酶的加量水平以所加酶量占野金柴老叶干叶质量的百分比表示㊂应用Design Expert 10软件的响应面Box -Behnken 试验设计及结果见表7所示㊂表6㊀响应面实验设计因素水平和编码编码水平影响因素-101纤维素酶0.2%0.6% 1.0%果胶酶0.2%0.6% 1.0%淀粉酶0.2%0.6%1.0%表7㊀响应面Box -Behnken 实验设计方法及结果Std Run A 2%纤维素酶/%(加入量)B 2%果胶酶/%(加入量)C 2%淀粉酶/%(加入量)复合酶促进剂/mL OD 285值R 根皮苷释放量/mg㊃L -161 1.0(5mL)0.6(3mL)0.2(1mL)21 1.135087311420.6(3mL)0.6(3mL)0.6(3mL)21 1.521711705330.2(1mL)1.0(5mL)0.6(3mL)21 1.0945∗2168391040.6(3mL)1.0(5mL)0.2(1mL)210.8672667145 1.0(5mL)1.0(5mL)0.6(3mL)170.82326332960.6(3mL)0.2(1mL)0.2(1mL)250.7554∗211622871.0(5mL)0.6(3mL)1.0(5mL)171.29529963㊃956㊃第4期㊀㊀㊀㊀㊀㊀郑国华等:响应面Box -Behnken 设计优化野金柴老叶复合酶处理工艺研究表7 (续)Std Run A2%纤维素酶/%(加入量)B2%果胶酶/%(加入量)C2%淀粉酶/%(加入量)复合酶足进剂/mL OD285值R根皮苷释放量/mg㊃L-11680.6(3mL)0.6(3mL)0.6(3mL)21 1.493611489 790.2(1mL)0.6(3mL) 1.0(5mL)210.8553∗213158 5100.2(1mL)0.6(3mL)0.2(1mL)250.8368∗212874 12110.6(3mL) 1.0(5mL) 1.0(5mL)170.8315∗212792 13120.6(3mL)0.6(3mL)0.6(3mL)210.8226∗212655 1513 1.2(3mL)0.6(3mL)0.6(3mL)21 1.522811714 214 2.0(5mL)0.2(1mL)0.6(3mL)210.8412∗212942 1115 1.2(3mL)0.2(1mL) 1.0(5mL)21 1.413210871 1160.4(1mL)0.2(1mL)0.6(3mL)250.8144∗212529 1717 1.2(3mL)0.6(3mL)0.6(3mL)210.8008∗212320注: OD285值 一栏中数据尾部有∗2的表示该茶汤检测液是在原稀释了300倍的基础上又稀释了一倍,即稀释了600倍㊀㊀模型方程的建立与方差分析:对表6的实验数据进行回归拟合,得到了野金柴老叶干叶经过复合酶处理后形成的野金柴老叶半成品干叶,用沸水冲泡后其根皮苷的释放量对纤维素酶㊁果胶酶和α-淀粉酶的二次多项式回归方程为:R1=11976.6-2179∗A-666.25∗B+ 860.75∗C-2730∗AB+237∗AC+1718∗BC +438.2∗A2-254.3∗B2-1233.3∗C2式中,R1代表根皮苷的释放量,A㊁B和C分别代表纤维素酶㊁果胶酶和α-淀粉酶量占干叶质量的百分比㊂方程中A的系数为-2179,为最大,表明纤维素酶用量对野金柴老叶半成品干叶沸水冲泡后根皮苷的释放量具有极显著性意义,而且是负作用;C的系数为860.75,第二大,表明α-淀粉酶用量对根皮苷的释放量提高具有显著性意义;B 的系数为-666.25,表明果胶酶的用量对根皮苷的释放量具有显著性意义,而且也是负作用㊂该二次多项模型及其各项的方差分析结果见表8㊂对二次响应面回归方程进行分析,确定模型方差和回归系数的显著性,表8显示该模型的P值=0.000363<0.01表示该分析项极显著[31]㊂由表8可知,该模型失拟项(Lack of Fit)在α= 0.1水平上不显著(P=0.1071),而且经分析计算,该模型的确定系数R2=0.9619,表明模型与实际情况拟合很好[32],误差小,模型适合㊂模型的矫正决定系数R2Adj=0.9129,表明此回归模型可以解释91.29%响应值的变化,说明选择的自变量较合适,模型能较好地描述实验结果㊂因此,采用该模型对真实实验点进行分析,其预测值与实验值的相关性极显著,可用于野金柴老叶半成品干叶沸水冲泡后根皮苷释放量的分析和预测㊂变异系数(CV)是衡量每个平均值偏离情况的参数,该值越小,重复性越好㊂该模型CV=6.44%,说明该模型的重复性较好㊂由回归方程可知A的P值小于0.01,达到了极显著水平,说明A的用量对野金柴老叶干叶根皮苷的释放量影响达到了极显著水平,交互项(AB)和(BC)影响也达到了极显著水平;B和C和C2的P值小于0.05,达到了显著水平,说明B和C的用量对根皮苷的释放量影响也达到了显著水平;其他均不显著㊂各因素对根皮苷释放量影响的大小顺序为:纤维素酶(A)>α-淀粉酶(C)>果胶酶(B)㊂由于A和B因素的二次项系数均为负值,方程代表的抛物面开口向上,因而对于A和B该方程没有极大值点㊂而C因素的二次项系数为正值,方程代表的抛物面开口向下,因而对于C该方程有极大值点㊂对回归方程利用Design Expert10软件进行分析,得到模型的极值点,即野金柴老叶干叶进行复合酶处理中,纤维素酶的用量控制在占干叶质量的0.2%㊁果胶酶的用量控制在占干叶质量的1.0%㊁α-淀粉酶的用量控制在占干叶质量的0.98%,即上述3种酶都用复合酶促进剂配制成2%酶工作液,取500mL蓝口瓶依次加入1.0mL㊃066㊃江㊀西㊀科㊀学2023年第41卷纤维素酶工作液(80μ酶活单位)㊁5.0mL 果胶酶工作液(1000μ酶活单位)㊁4.9mLα-淀粉酶(98μ酶活单位)工作液和19.1mL 复合酶促进剂,混匀后再加入10g 野金柴老叶干叶,此时酶总量为0.218g 占干叶质量的2.18%;置室温(约17ħ)下18h 让干叶吸水涨发,移置50ħ恒温箱开盖酶解反应6h,中间翻动4次㊂反应结束后置85ħ维持2h 用于灭活酶和烘干叶片㊂经此处理后野金柴老叶半成品干叶用沸水冲泡,根皮苷释放量最高,预测值达到17515mg /kg㊂表8㊀响应面Box -Behnken 实验设计结果方差分析表因素平方和自由度均方F 值P 值确定系数矫正决定系数变异系数Model96674918.86910741657.6519.625360.00040.96190.91296.4429A -纤维素酶3798432813798432869.39862<0.0001B -果胶酶3551112.513551112.56.4880.0383C -淀粉酶5927124.515927124.510.829050.0133AB 2981160012981160054.466780.0002AC 22467612246760.410490.5421BC 1180609611180609621.570130.0024A 2808502.06321808502.06321.477160.2636B 2272288.37891272288.37890.497480.5034C 26404332.16816404332.16811.700930.0111Residual3831348.27547335.4571Lack of Fit287271939575733.9955930.1071Pure Error 958629.24239657.3Cor Total100506267.116注:表中P 值小于0.01表示差异极显著㊁小于0.05表示差异显著,大于0.05表示差异不显著㊀㊀模型的三维响应曲面图及其等高线图揭示了各变量与变量之间对响应值的影响㊂在α-淀粉酶用量(C)保持固定的情况下,纤维素酶用量(A)与果胶酶用量(B)对野金柴老叶根皮苷的释放量的影响,如图5所示,图6与图7同理㊂2.6㊀模型验证实验按照优化的野金柴老叶干叶最佳复合酶组分预处理参数,即:上述3种酶都用复合酶促进剂配制成2%酶工作液,取500mL 蓝口瓶依次加入1.0mL 纤维素酶工作液㊁5.0mL 果胶酶工作液㊁4.9mLα-淀粉酶工作液和19.1mL 复合酶促进剂,混匀后再加入10g 野金柴老叶干叶,置室温(约17ħ)下18h 让干叶吸水涨发,移置50ħ恒温箱开盖酶解反应6h,中间翻动4次㊂反应结4000600080001000012000140001600018000R 1:根皮苷释放量/m g ·k g 10.80.60.40.210.80.60.40.2A:纤维素酶/%B:果胶酶/%R1:根皮苷释放量/mg ·kg 0.20.40.60.810.20.40.60.81A:纤维素酶/%B :果胶酶/%1500014000100008000图5㊀响应面法(AB )立体分析及等高线图㊃166㊃第4期㊀㊀㊀㊀㊀㊀郑国华等:响应面Box -Behnken 设计优化野金柴老叶复合酶处理工艺研究R 1:根皮苷释放量/m g ·k g -10.20.40.60.810.20.40.60.81A :纤维素酶/%C:淀粉酶/%600080001000012000140001600018000C :淀粉酶/%0.20.40.60.81R1:根皮苷释放量/mg ·kg -10.20.40.60.81A :纤维素酶/%140001200010000图6㊀响应面法(AC )立体分析及等高线图R 1:根皮苷释放量/m g ·k g -10.20.40.60.810.20.40.60.81A :纤维素酶/%C:淀粉酶/%600080001000012000140001600018000C :淀粉酶/%0.20.40.60.81R1:根皮苷释放量/mg ·kg -10.20.40.60.81B :果胶酶/%120008000900010000110001100012000图7㊀响应面法(BC )立体分析及等高线图束后置85ħ恒温干燥箱维持2h 用于灭活酶和烘干叶片㊂取出自然冷却,次日精确称取0.50g上述经酶处理过的干叶,加入300mL 沸水浸泡,取茶汤检测其285nm 处的OD 值㊂共进行了3次验证实验,3次验证实验测得其OD 285值分别为1.0925㊁1.1101和1.1206,平均为1.1077;根皮苷释放量达到17042mg /kg,与最高预测值17515mg /kg 比较接近,表明该模型能较好地预测野金柴老叶复合酶处理实际情况㊂3㊀讨论本研究结果中单独添加纤维素酶㊁果胶酶和α-淀粉酶,其根皮苷的释放量甚至比不加酶的对照组还要低,表明酶虽然能够使植物细胞中的纤维素㊁果胶等水解,但同时也能使根皮苷中的糖苷键断裂生成根皮素[33],反而降低了根皮苷的量;同时,根皮素在水中溶解度较低,当其浓度达到饱和时,又将抑制酶活[34]㊂这说明复合酶的加入并不一定对野金柴老叶干叶的根皮苷释放量或产率提高均有正效应,只有复合酶用量正确及其中几种酶的组合比例适宜,才能有效提高酶解植物细胞中的纤维素㊁果胶和淀粉,提高根皮苷的释放量,这与相关报道的纤维素酶与果胶酶要达到1比4效果最佳[17]的研究结果相符㊂本研究原料中的野金柴老叶是经实验室杀青脱蜡干燥预处理而便于保存的野金柴老叶干叶,其表面蜡经变温杀青脱蜡后已遭到破坏,所以更容易被由纤维素酶㊁果胶酶和α-淀粉酶依次按0.8ʒ10ʒ0.98酶活单位比例组合而成的复合酶所浸入酶解,总酶量占比2.18%㊂这些酶可对叶片组织细胞壁造成破坏而有利于根皮苷的溶出,可使经过变温杀青脱蜡处理后的野金柴老叶干叶根皮苷释放量进一步提高,由前者的11969mg /kg提高到了本文的17515mg /kg,提高了46.3%㊂因此,变温杀青脱蜡预处理野金柴老叶方法与复合酶制剂配套使用,可创新一种野金柴老叶加工利用产业化技术基础和手段㊂㊃266㊃江㊀西㊀科㊀学2023年第41卷参考文献:[1]㊀中科院植物研究所.中国高等植物图鉴(第一册)[M].北京:科学出版社,1972:434.[2]杨勇,彭炳华,马庭升,等.保健甜茶 多穗柯的研究与开发[J].时珍国医国药,2007,18(4):1014.[3]冯芳,饶欣雨,程建峰,等.木姜叶柯的种植现状与开发利用[J].现代农业科技,2021(19):67-72,81.[4]何文胜.微生物转化在中草药生产中的应用研究[J].海峡药学,2006,18(4):191-194. [5]李平兰.产细菌素植物乳杆菌菌株的筛选及其细菌素生物学特征研究[J].食品与发酵工业,1999(1):3-6.[6]KALANTZOPOULOS G.Fermented products withprobiotic qualities[J].Anaerobe,1997,3(2-3):185-190.[7]陈文,门雪,罗秋月,等.不同工艺木姜叶柯提取物清除氧自由基作用的研究[J].北方药学,2017,14(9):146,153.[8]裴斐.根皮苷对db/db小鼠肾脏的保护作用机制研究[D].济南:山东大学,2014.[9]罗颖,黄帅,杨雪彬,等.木姜叶柯老叶根皮苷的抗氧化及抑菌活性研究[J].中国食品添加剂,2021,32(2):51-57.[10]李燕,王春兰,郭顺星,等.植物组织和细胞培养物中黄酮类物质积累影响因素的研究进展[J].中国药学杂志,2006,41(9):651-655. [11]李雄彪.植物细胞壁酶的分子结构与生理功能[J].植物生理学报,1991,27(4):246-252. [12]刘明言,王帮臣.用于中药提取的新技术进展[J].中草药,2010,41(2):169-175.[13]郑国华,涂远曦,黄虹,等.一种野金柴老叶的制茶处理方法及茶饮干品,CN114271364A[P].2022.[14]丁兴红,孙杰,喻治霞,等.纤维素酶辅助提取银杏叶总黄酮的工艺条件[J].林业科技开发,2009,23(4):66-68.[15]欧阳娜娜,李湘洲,酶解-溶剂联合提取银杏黄酮的工艺研究[J].中药材,2009,32(2):279-283. [16]孙萍,马彦梅,廉宜君,等.正交试验优化沙枣果肉中黄酮的酶辅助提取研究[J].中草药,2009,40(增刊):165-167.[17]郭昊蔚.酶解技术改善茶饮料风味品质的研究[D].杭州:浙江大学,2013.[18]寿碧霞.一种利用N+1多种酶酶解动植物和微生物细胞壁的方法,CN110195018A[P].2019. [19]李鸿玉,厉重先.纤维素酶酶活促进剂及其制备方法,CN101613689[P].2009.[20]薛茂云,杨爱萍,郑萍,等.果胶酶酶学性质研究[J].中国调味品,2016,41(3):74-76. [21]刘洋,沈微,石贵阳,等.中温α-淀粉酶的酶学性质研究[J].食品科学,2008,29(9):373-377.[22]JUNIPER B E,JEFFREE C E.Plantsurfaces[M].London,UK:EdwardArnold,1983:93. [23]何丽兵,王森.植物蜡的综合利用研究进展[J].粮食与油脂,2020,33(2):14-16. [24]于敬,周晶.生物酶解技术在中药提取中的应用[J].现代药物与临床,2010,25(5):340-344.[25]秦蓝,许时婴.酶法制取胡萝卜混汁的工艺[J].无锡轻工大学学报,2002,21(4):404-409. [26]吴艳阳.辣椒素的提取工艺及分析方法研究[D].西安:西北大学,2004.[27]任凤莲,谷芳芳,吴梅林,等.利用响应面分析法优化山楂中总黄酮提取条件[J].天然产物研究与开发,2006,18(1):126-129.[28]苏凤贤,王晓琴,苟亚峰,等.响应面分析果胶酶提高人参果出汁率的工艺参数[J].食品科学,2010,31(20):83-88.[29]周金雨,庞雪辉,吴桐,等.响应面法优化植物乳杆菌高密度发酵参数[J].食品工业科技,2016,37(14):206-209.[30]秦蓓.根皮苷的分析[C]//09陕西药物分析学术研讨会:中国药学会;陕西省药学会,2009:182-185.[31]袁莉婷,刘玉德,石文天,等.响应面优化超声波辅助碱法提取海带蛋白工艺[J].中国食品添加剂,2021,32(4):23-33.[32]SURWASE S N,PATIL S A,JADHAV S B,et al.Opti-mization of l‐DOPA production by Brevundimonassp.SGJ using response surface methodology[J].Mi-crobial Biotechnology,2012,5(6):731-737. [33]刘淼.根皮苷降解通路中β-葡萄糖苷酶基因的克隆与表达[D].泰安:山东农业大学,2017. [34]李媛媛.苹果树枝中根皮素的提取纯化,载药体系构建与评价[D].哈尔滨:东北林业大学,2019.㊃366㊃第4期㊀㊀㊀㊀㊀㊀郑国华等:响应面Box-Behnken设计优化野金柴老叶复合酶处理工艺研究。
响应曲面法优化电催化降解染料废水工艺
响应曲面法优化电催化降解染料废水工艺染料废水具有高浓度、高色度、高毒性、酸碱性强及难降解等特点,已成为实际废水处理的难题之一。
因此,寻找一种经济、高效、简单实用的染料废水处理技术,是目前废水处理领域的研究热点。
电化学氧化法因其具有操作简单、易于控制、处理效率高及二次污染产生较少等特点而受到广泛的关注。
智丹等以Ti/Ti4O7为阳极,探究了电流密度、极板间距和初始浓度对美托洛尔电化学降解效率的影响。
刘咚等研究了电化学氧化技术处理含聚丙烯酰胺类聚合物油田污水。
魏旺等采用电化学氧化技术处理高浓度氨氮废水,氨氮去除率可高达84.2%。
尽管电化学氧化法在多种废水处理中具有一定的优势,但存在能耗高和电流效率低等缺陷。
本文尝试以Ti为基底的Ti/SnO2-Sb形稳电极(DSA)来处理有机染料废水,采用响应曲面法优化电解过程工艺参数,从而提高电化学处理废水的效率。
采用DSA形稳电极电化学催化降解废水的影响因素很多,并且各因素之间存在交互作用。
响应曲面法(responsesurfacemethodology,RSM)是数学和统计方法结合的产物,通过合理的实验设计,获取实验数据,并基于该数据构建各影响因素和响应之间的多元回归方程,进而确定最佳的优化参数。
RSM所需要的实验组数较少,可节省人力物力,多元回归方程容易建立,并且能够评价各因素间的交互作用,因而得到广泛应用。
虽然有研究将RSM应用于化学和电催化工艺条件的优化,将RSM应用于优化DSA形稳电极电化学直接氧化处理废水的报道尚未见到。
鉴于此,本研究以钛片为基底,采用涂层热分解法制备Ti/SnO2-Sb 电极,并选用亚甲基蓝溶液作为模拟染料废水,以初始pH、施加电压和阴阳极距离为影响因素,电化学降解过程中的脱色率作为响应值,基于中心复合实验设计进行响应曲面分析,研究各个因素及其交互作用对于脱色率响应值的影响,进而确定电解脱色性能最优时的最佳电化学工艺参数水平值。
一、实验材料和方法1.1 Ti/SnO2-Sb电极制备按照实验需求裁剪钛片,钛片表面洗涤除油后,放入超声波清洗器中,分别用无水酒精和蒸馏水各清洗10min。
响应面法用于优化污水厂脱氮工艺的研究
响应面法用于优化污水厂脱氮工艺的研究摘要:经济的发展,社会的进步推动了我国综合国力的提升,也带动了化工行业发展的步伐,当前,随着“水十条”的出台与实施,我国污水处理厂大多面临更加严格的运行过程监管和出水达标要求,如何使出水稳定达标排放,尤其保证出水TN稳定达标是污水厂需要解决的首要问题。
生物脱氮是污水厂最常用的脱氮方法,碳源不足则是影响污水生物脱氮效能的主要制约因素。
同时,污水在污水厂经过处理后,有大量剩余污泥需要处理和处置。
剩余污泥的主要成分为有机物,约有18%~30%的挥发性固体(VSS)可以转化为溶解性COD(SCOD),这部分SCOD中85%的成分可以转化为挥发性脂肪酸(VFA)。
基于此,本文主要对响应面法用于优化污水厂脱氮工艺的进行研究下,详情如下。
关键词:响应面法;污水厂;脱氮工艺引言近年来,随着工业生产的快速发展和城市化进程的加快,城市污水厂的用水类型变得越来越复杂,如取水不稳定、进水水质波动大、含有多种氮污染物、造成污水厂排水水质不达标。
这不仅对环境和生态造成危害,甚至影响到人类的健康。
生物脱氮技术在处理含氮废水中具有高效、方便、处理彻底、无二次污染等优点。
因此,城市污水处理工艺主要是以微生物反硝化为基础的,其原理是利用微生物自身的性能,将水源中的氮化合物通过同化或异化成稳定的气态产物,从废水中完全去除。
然而,生物脱氮过程往往受到水质、数量波动等因素的影响,难以控制,难以达到预期效果,这使得氮超标排放引起的水环境问题更加突出。
1污水厂脱氮工艺类型随着国家和地方对工业废水治理的日益重视,污水厂的配套污水处理设施开始大量建设并投入运营。
污水厂污水处理厂主要接纳和处理企业排放的工业废水,一般是在污水厂初建时进行设计和建设,那时大量企业还未入驻或未投产,各企业的废水排放情况还不明确,工艺设计缺少实际水质依据。
工业废水在企业内经过生化及高级氧化处理,然后排放到园区管网内,混合后的废水成分复杂、可生化性差,且随着新企业入驻水质会发生变化。
响应曲面法优化沼渣快速堆肥研究
第37卷㊀第12期2019年12月环㊀境㊀工㊀程Environmental EngineeringVol.37㊀No.12Dec.㊀2019响应曲面法优化沼渣快速堆肥研究∗华冠林1,2,3㊀丁京涛2,3㊀孟海波2,3㊀沈玉君2,3㊀董珊珊2,3㊀李㊀睿1(1.武汉轻工大学生物与制药工程学院,武汉430040;2.农业农村部规划设计研究院农村能源与环保研究所,北京100125;3.农业农村部资源循环利用技术与模式综合性重点实验室,北京100125)摘要:采用Box-Behnken 设计,以碳氮比(C /N )㊁通风量㊁初始含水率为3因素,设计了17组堆肥实验,建立回归模型,以抗生素降解率和氮㊁磷㊁钾总含量为响应值,确定沼渣快速堆肥的最优工艺㊂结果表明:3因素对响应值F 1抗生素降低率的影响显著性排序为:通风量>C /N>初始含水率,对响应值F 2(总养分含量)的影响显著性顺序为:通风量>初始含水率>C /N ㊂综合考虑,为同时确保抗生素降解率较高且氮磷钾总含量较高,最优工艺条件为C /N 为30,通风量为1.13L /(min ㊃kg ),初始含水率为65.54%㊂验证实验结果与预测值吻合,响应曲面法用于沼渣快速堆肥工艺优化具有可行性㊂关键词:沼渣;堆肥;Box-Behnken ;抗生素降解率;氮磷钾DOI:10.13205/j.hjgc.201912034OPTIMIZATION OF BIOGAS RESIDUE COMPOSTING USING RESPONSE SURFACE METHODOLOGYHUA Guan-lin 1,2,3,DING Jing-tao 2,3,MENG Hai-bo 2,3,SHEN Yu-jun 2,3,DONG Shan-shan 2,3,LI Rui 1(1.School of Biological and Pharmaceutical Engineering,Wuhan Polytechnic University,Wuhan 430040,China;2.Insitute of Energy and Environmental Protection,Chinese Academy of Agricultural Engineering,Ministry of Agricultureand Rural Affairs,Beijing 100125,China;3.Key Laboratory of Technologies and Models for Cyclic Utilization from AgriculturalResources,Chinese Academy of Agricultural Engineering,Ministry of Agriculture and Rural Affairs,Beijing 100125,China)Abstract :In order to get the optimal proportion of biogas residue mixed with livestock manure composting,choosing thedegradation rate of antibiotic and total content of nitrogen,phosphorus and potassium as the response value,and carbon-nitrogen ratio,ventilation and initial moisture content as the three factors,seventeen composting experiments were designedusing Box-Behnken,and a second order polynomial equation was established.The results showed that the significance order of the three factors on the response value F 1was ventilation volume >carbon to nitrogen ratio >initial water content,the significance ceorder of influence on the response value F 2was ventilation >initial water content >carbon to nitrogen ratio.Considering comprehensively,in order to ensure the degradation rate of antibiotic and total content of N,P,K,the processwas optimized as a carbon to nitrogen ratio of 30,a ventilation of 1.13L /(min ㊃kg),and an initial water content of 65.54%.The experimental results were in agreement with the predicted values.Therefore,response surface method was proved to be feasible in optimization of biogas residue composting.Keywords :biogas residue;composting;Box-Behnken;degradation rate of antibiotic;nitrogen,phosphorus and potassium㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀∗北京科技计划课题(Z171100001417007)㊂收稿日期:2018-10-250㊀引㊀言近年来,随着畜禽养殖业的迅速发展,畜禽粪便的低效处理对环境带来日益增加的压力,沼气发酵是解决畜禽粪便的一种有效方法,但沼气发酵会产生大量沼渣[1-2]㊂沼渣作为沼气发酵的副产物,存在难以利用㊁养分含量低㊁抗生素残留等问题[3]㊂目前常以好氧堆肥的方式处理沼渣,但存在堆肥时间长㊁效率低的问题[4]㊂而且,由于沼渣主要成分为纤维素类物质,易降解有机质含量较低,不适合单独堆肥[3-5]㊂猪粪含有丰富的碳氮元素,易降解;玉米秸秆可调节混料孔隙度,促进堆肥过程中微生物供氧㊂添加猪粪和玉米秸秆既可解决沼渣堆肥耗时过长的缺陷,也能提高堆肥产品质量㊁降低堆肥成本[6]㊂第12期华冠林,等:响应曲面法优化沼渣快速堆肥研究响应曲面法常用于优化生物酿造㊁化工制造㊁食品生产等领域的生产工艺[7-12]㊂沼渣快速堆肥的工艺条件优化问题与上述工艺条件的优化具有相似性,运用响应曲面法优化堆肥工艺具有可行性,但目前报道较少,仅宋彩红等[13]通过响应曲面法对沼渣混合物料堆肥的配比进行了研究㊂大量研究表明[14-18],C/N㊁通风量和初始含水率是影响堆肥的主要因素㊂Ramaswamy等[19]研究了添加稻草对堆肥去除盐霉素的效果,实验组添加稻草调节C/N为25,发现堆体升温较快,高温期持续时间较长,最高温度可达62.8ħ,且经过38d的堆肥,实验组堆体内盐霉素的去除率高达99.8%㊂Munaretto 等[20]比较了4种通风方式对莫能菌素的去除效果,结果表明,莫能菌素在强制通风㊁强制加翻刨通风的实验组中去除率分别为35.6%㊁39.9%,大于翻刨通风和自然堆放的去除率(分别为15.9%和19.8%)㊂沈颖等[21]采用正交实验研究了堆肥的温度㊁初始含水率和高温持续时间等因素对抗生素去除效果的影响,发现土霉素㊁四环素和金霉素的降解率随着堆体温度的升高而升高,堆体温度是影响土霉素和四环素降解的主要因素㊂本实验以沼渣为主要原料,猪粪和玉米秸秆为辅料进行快速堆肥㊂并通过响应曲面法构建回归模型,以C/N㊁通风量和初始含水率为影响因素,对沼渣堆肥的抗生素降解率进行预测和优化,并同时保证堆肥成品的氮㊁磷㊁钾总含量㊂好氧堆肥最优工艺能够同时保证较高的抗生素降解率和氮磷钾总含量,可供有机肥厂参考,以避免抗生素进入土壤并导致耐药菌产生,同时尽可能保证有机肥的肥效㊂1㊀实验部分1.1㊀实验材料猪粪和猪粪沼渣取自北京市顺义区东华山沼气站㊂为调节C/N并增大孔隙,添加玉米秸秆,玉米秸秆采购自河北,经粉碎机粉碎至1cm左右㊂堆肥原料的基本性质见表1㊂表1㊀堆肥原料的主要理化性质Table1㊀Physical and chemical characteristics ofcomposting materials原料碳含量/%氮含量/%C/N含水率/%猪粪38.54ʃ1.27 4.82ʃ0.538.0071.46ʃ2.86猪粪沼渣62.15ʃ2.16 5.71ʃ0.6810.8883.22ʃ4.16玉米秸秆61.23ʃ1.98 1.43ʃ0.3142.818.14ʃ0.541.2㊀实验方法堆肥设备为密闭式强制通风好氧堆肥反应器,反应器尺寸为:高50cm,直径40cm,总体积约为60L㊂配有渗滤液收集装置㊁供气及计量系统㊁温度在线检测系统,设有上中下3个取样口(图1),取样深度为15~25cm,每个取样口取平行样3次,每次取10~ 15g,混合均匀后测定指标㊂图1㊀堆肥反应器Fig.1㊀Sketch map of the static pile composting reactor采用Design Expert8.0软件设计实验,选取堆肥混料的碳氮比㊁通风量和初始含水率3因素(表2),用Box-Behnken设计17组实验(T1 T7),分别以堆肥成品的抗生素降解率㊁总养分含量为响应值F1㊁F2(表3),通过Design Expert8.0拟合出相应模型,优化得出抗生素最佳去除工艺参数㊂堆肥初始原料混合质量比为沼渣ʒ猪粪= 6ʒ3.5,添加玉米秸秆调节最终混料C/N分别为20㊁25㊁30左右,添加去离子水调节混料初始含水率分别为60%㊁65%㊁70%左右㊂1.3㊀分析方法每组堆肥实验进行15d,温度采用在线温度传感器测定,每天记录1次;含水率采用烘干法测定,每3d取样测定1次;将鲜样和去离子水按1gʒ10mL 的比例混合,于摇床上以150r/min振荡2h,离心之后取其上清液过滤,使用pH计测定所得水浸提液的pH值㊂取5mL水浸提液加入直径为9cm且铺有滤纸的培养皿内,点播20粒饱满的油菜种子,置于(20ʃ2)ħ培养箱中,培养48h后测量种子发芽率,计算种子发芽率㊂采集最终堆肥样品测定氮磷钾总含量,测定方法参考NY525 2012‘有机肥料“㊂591环㊀境㊀工㊀程第37卷㊀㊀表2㊀各组实验的因素水平Table2㊀Values of factors for each group of experiments实验组X1C/NX2通风量/(L㊃min-1㊃kg-1)X3初始含水率/%T120160T220170T3200.565T420 1.565T5250.560T6250.570T725 1.560T825 1.570T930160T1030170T1130 1.565T12300.565T1325165T1425165T1525165T1625165T1725165表3㊀Box-Behnken设计试验因素及其编码Table3㊀Levels and codes of variables chosen forBox-Behnken design水平编码10-1 X1(混料碳氮比)302520 X2(通风量)/(L㊃min-1㊃kg-1) 1.510.5 X3(初始含水率)/%706560㊀㊀采集初始样品和最终样品,冷冻干燥并碾磨过筛,检测其中抗生素含量,计算抗生素降解率㊂本实验检测的抗生素包括土霉素㊁四环素㊁金霉素㊁环丙沙星㊁磺胺嘧啶㊁磺胺二甲嘧啶㊁红霉素㊂初始样品仅为猪粪沼渣和猪粪混合样品,未添加玉米秸秆,最终样品为碾磨过筛后去除秸秆颗粒物的样品㊂取每份样品1g左右,使用5mL Na2EDTA-McIlvaine溶液和5mL甲醇溶液浸提,重复3次,离心收集3次上清液,加入超纯水稀释至300mL,使用Oasis HLB萃取柱富集样品中的抗生素,使用甲醇㊁二氯甲烷洗脱,并通过0.22μm尼龙膜过滤,最后通过液相质谱联用(LC-MS)测定抗生素含量㊂2㊀结果与讨论2.1㊀堆肥过程分析温度㊁pH㊁含水率是反应堆肥进程的重要指标(图2)㊂可知:除T1㊁T3㊁T5㊁T7㊁T13实验组外,其余实验组温度均有5d能达到50ħ以上㊂其中,T9㊁T10㊁T11㊁T12维持50ħ以上达7d,且T9㊁T10维持在60ħ以上达4d左右,最高温度分别为61.2,62ħ㊂T9㊁T10㊁T11㊁T12㊁T14实验组升温速度最快,均在第3天达到50ħ以上㊂根据T9㊁T10㊁T11㊁T12实验组的温度变化可知,C/N 为30,通风量为1L/(min㊃kg)时对堆体升温最有利,而初始含水率对堆体升温影响不明显㊂图2㊀堆肥过程中基础指标变化Fig.2㊀Changes in basic indicators during composting 在堆肥过程中,微生物分解堆料中有机物进行新陈代谢,并释放出大量热量,使得堆体温度上升,水分迅速蒸发流失,堆体含水率下降㊂图2b反映了17组实验的堆体含水率变化,由于T1㊁T3㊁T5实验组堆体温度较低且高温维持时间较短,因此堆肥过程中这3组的含水率变化并不明显,而其余实验组含水率均呈不断下降的趋势㊂其中,T9与T10实验组由于堆体温度高且持续时间长,最终含水率分别为16.47%和15.57%㊂由于堆肥高温期大量小分子有机酸挥发,微生物代谢活动使有机酸大量降解,使得堆肥pH迅速上升[3]㊂同时,由于微生物活动导致蛋白质水解和氨化作用,产生并积累大量碱性物质,使得堆肥pH持续上升㊂由图2c可知:包括T1㊁T3㊁T5㊁T7㊁T13实验组在内,所有实验组的pH值均呈上升趋势㊂可见,即使堆体温度不高且持续时间短,堆体中微生物依旧活跃,并通过代谢活动使得堆体pH值最终上升㊂种子发芽率是判断堆肥腐熟度和堆肥毒性的重要指标[22-23],在堆肥初期,由于小分子有机酸的存在,可能导致堆肥浸提液对种子发芽由抑制作用㊂由图2d可知:所有实验组的最终样品,其种子发芽率均达到60%以上,可视为对植物基本无毒害㊂其中, T9㊁T10㊁T11㊁T12实验组的种子发芽率达到80%以上,可视为腐熟完全并对植物无毒害,说明堆肥高温期持续时间长,对腐熟效果有促进作用㊂691第12期华冠林,等:响应曲面法优化沼渣快速堆肥研究2.2㊀堆肥工艺优化分析各组堆肥实验最终样品的各类抗生素含量和氮磷钾含量如表4所示,检测得到初始样品的抗生素总量为226.986mg/kg,计算抗生素降解率和氮磷钾总含量,分别以这两者为响应值进行模型拟合分析(表3),可以预测15d沼渣堆肥使抗生素降解率和氮磷钾总含量达到最高的堆肥工艺,并对其最优工艺参数进行验证㊂表4㊀各实验组的抗生素含量和氮磷钾含量Table4㊀Antibiotic content and NPK content of each experimental group实验组w(N)/%w(P)/%w(K)/%w(土霉素)/(mg㊃kg-1)w(四环素)/(mg㊃kg-1)w(金霉素)/(mg㊃kg-1)T1 1.923ʃ0.6540.974ʃ0.6530.673ʃ0.45840.604ʃ1.998 2.235ʃ0.446 3.829ʃ0.756 T2 3.108ʃ1.7480.230ʃ0.3540.365ʃ0.47332.967ʃ1.325 2.180ʃ0.452 3.876ʃ0.886 T3 1.951ʃ0.8610.990ʃ0.6490.863ʃ0.56717.712ʃ0.563 2.426ʃ0.553 4.405ʃ0.455 T4 3.089ʃ0.7690.756ʃ0.2430.876ʃ0.51647.828ʃ1.226 2.540ʃ0.512 4.610ʃ0.846 T5 1.652ʃ0.4580.846ʃ0.5610.763ʃ0.46825.578ʃ1.223 4.944ʃ0.548 4.113ʃ0.883 T6 1.616ʃ0.8640.829ʃ0.5520.827ʃ0.78622.706ʃ0.669 4.863ʃ0.259 3.687ʃ0.946 T7 2.168ʃ0.6450.711ʃ0.3650.863ʃ0.56738.512ʃ1.531 2.158ʃ0.436 3.871ʃ0.445 T8 2.341ʃ1.8620.668ʃ0.4530.942ʃ0.64537.014ʃ1.615 2.517ʃ0.531 4.110ʃ0.775 T9 2.783ʃ1.0350.517ʃ0.3350.644ʃ0.53429.074ʃ0.655 3.116ʃ0.265 5.303ʃ0.452 T10 2.855ʃ1.3540.896ʃ0.7620.675ʃ0.64320.318ʃ0.685 2.415ʃ0.536 4.820ʃ0.883 T11 3.383ʃ0.5540.667ʃ0.4360.964ʃ0.86131.694ʃ1.122 3.413ʃ0.776 3.648ʃ0.254 T12 2.421ʃ0.9640.738ʃ0.5420.644ʃ0.66729.634ʃ0.677 2.351ʃ0.456 3.243ʃ0.556 T13 3.408ʃ0.5340.723ʃ0.8690.482ʃ0.51229.577ʃ0.762 2.576ʃ0.756 3.486ʃ0.336 T14 3.569ʃ1.9460.777ʃ0.4620.698ʃ0.55425.504ʃ0.554 2.807ʃ0.449 3.700ʃ0.559 T15 3.575ʃ1.6650.674ʃ0.5360.594ʃ0.47126.980ʃ0.864 3.276ʃ0.558 5.412ʃ0.546 T16 3.538ʃ1.2030.764ʃ0.3540.543ʃ0.33427.276ʃ0.776 3.638ʃ0.775 4.765ʃ0.625 T17 2.848ʃ1.3460.775ʃ0.7520.644ʃ0.43624.374ʃ0.664 5.546ʃ0.645 5.644ʃ0.354初始样品98.305ʃ2.53664.859ʃ1.89663.628ʃ2.864实验组w(红霉素)/(mg㊃kg-1)w(环丙沙星)/(mg㊃kg-1)w(磺胺嘧啶)/(mg㊃kg-1)w(磺胺二甲嘧啶)/(mg㊃kg-1)w(总量)/(mg㊃kg-1)T10.026ʃ0.0620.014ʃ0.0240.014ʃ0.0140.073ʃ0.04646.794 T20.026ʃ0.0350.016ʃ0.0220.015ʃ0.0110.074ʃ0.06639.153 T30.026ʃ0.0460.013ʃ0.0240.014ʃ0.0140.072ʃ0.05324.668 T40.028ʃ0.0190.022ʃ0.0130.019ʃ0.0240.077ʃ0.02255.123 T50.027ʃ0.0360.020ʃ0.0270.017ʃ0.0110.076ʃ0.04534.774 T60.028ʃ0.0560.025ʃ0.0210.020ʃ0.0220.078ʃ0.05331.407 T70.026ʃ0.0230.016ʃ0.0220.016ʃ0.0130.074ʃ0.05744.673 T80.027ʃ0.0360.021ʃ0.0320.018ʃ0.0150.076ʃ0.02443.784 T90.029ʃ0.0210.030ʃ0.0260.022ʃ0.0240.081ʃ0.05237.655 T100.028ʃ0.0420.027ʃ0.0240.021ʃ0.0150.079ʃ0.06227.709 T110.027ʃ0.0160.019ʃ0.0210.017ʃ0.0210.075ʃ0.04238.894 T120.032ʃ0.0270.045ʃ0.0250.030ʃ0.0220.088ʃ0.05635.422 T130.043ʃ0.0360.032ʃ0.0310.062ʃ0.0340.119ʃ0.06835.894 T140.027ʃ0.0210.019ʃ0.0210.017ʃ0.0240.075ʃ0.03532.15 T150.027ʃ0.0340.019ʃ0.0240.017ʃ0.0110.075ʃ0.04435.807 T160.029ʃ0.0210.031ʃ0.0240.023ʃ0.0220.081ʃ0.06835.843 T170.037ʃ0.0340.077ʃ0.0320.046ʃ0.0170.103ʃ0.06435.828初始样品0.028ʃ0.0240.062ʃ0.0330.026ʃ0.0260.078ʃ0.065226.9862.2.1㊀抗生素降解分析对抗生素降解率进行多元回归拟合,获得响应值F1对自变量的二次多项回归方程:F1=84.53253+ 1.66064X1-2.90095X2+1.17538X3+3.40961X1X2+ 0.21790X1X3-0.13896X2X3-0.4187X21-0.73008X22-0.73521X23㊂如表5所示,抗生素降解率的响应面模型达到显著水平(P<0.05),其中X3达到显著水平(P <0.05),X1㊁X2㊁X1X2达到极显著水平(P<0.01),失拟项不显著(P>0.05)㊂该模型的信噪比为12.852,在可接受范围内(>4)㊂表明该模型对实验的拟合度较好,可以对抗生素降解率的响应值进行预测㊂X1X2达到极显著水平说明碳氮比和通风量的交互作用能够显著影响抗生素降解率,因为混料配比直接影响物料的碳氮比和孔隙度,而物料孔隙度和通风量能够直接影响堆肥过程中供氧和微生物活动㊂因此,碳氮比和通风量共同作用能够显著影响微生物代谢抗生素㊂如图3所示,当C/N为25~30时,通风量对抗生素降解率影响不明显;当C/N为20~25时,抗生素降791环㊀境㊀工㊀程第37卷㊀㊀表5㊀Box-Behnken试验设计变量值及响应值Table5㊀Values of variables and responses inBox-Behnken design实验组X1碳氮比X2通风量X3初始含水率响应值F1(抗生素降解率)/%响应值F2(总养分含量)/%T1-10-179.39 3.57 T2-10182.78 3.70 T3-1-1089.12 3.80 T4-11075.59 4.72 T50-1-184.93 2.26 T60-1186.09 3.27 T701-180.32 3.74 T801180.92 3.95 T910-183.54 3.94 T1010187.80 4.43 T1111084.46 5.01 T121-1084.36 3.80 T1300084.20 4.61 T1400085.88 5.04 T1500084.20 4.84 T1600084.20 4.85 T1700084.20 4.27解率随通风量减少而增大㊂同样,当通风量为0.5~ 1L/(min㊃kg)时,C/N对抗生素降解率影响不明显;当通风量为1~1.5L/(min㊃kg)时,抗生素降解率随C/N增大而增大㊂当C/N或者通风量确定时,初始含水率对抗生素降解率的影响不明显㊂根据规划求解的结果,3个变量在实验设置的取值范围内时,预测抗生素降解率的最大值为86.48%,此时X1=1,X2=0.26, X3=0.90,即C/N为30,通风量为1.13L/(min㊃kg),初始含水率为69.61%㊂2.2.2㊀氮磷钾总含量分析对氮磷钾总含量进行多元回归拟合,获得响应值F2对自变量的二次多项回归方程:F2= 4.72262+ 0.17384X1+0.53626X2+0.22933X3+0.073488X1X2+ 0.087505X1X3-0.20052X2X3+0.10847X21-0.49547X22-0.92033X23㊂由表5可知:氮磷钾总含量的响应面模型达到极显著水平(P<0.01),其中,X3㊀㊀图3㊀C/N㊁通风量㊁初始含水率及其交互作用对抗生素降解率的响应面(响应值F1)Fig.3㊀Response surface of carbon-nitrogen ratio,ventilation and initial moisture content and their interaction on the degradation rate of antibiotic表6㊀抗生素降解率的多元二次方程方差分析表Table6㊀ANOVA for the second order quadraticequation of the degradation rate of antibiotic 项目平方和自由度均方F值P值模型153.0491710.370.0027 X122.06122.0613.460.008 X267.32167.3241.060.0004 X311.05111.05 6.740.0356 X1X246.5146.528.360.0011 X1X30.1910.190.120.7436 X2X30.07710.0770.0470.8344 X210.7410.740.450.5237 X22 2.241 2.24 1.370.2803 X23 2.281 2.28 1.390.2772残差11.487 1.64失拟项9.23 3.07 5.380.0688误差项 2.2840.57总和164.5116达到显著水平(P<0.05),X2㊁X22㊁X23达到极显著水平(P<0.01),失拟项不显著(P>0.05)㊂该模型的信噪比(adeq precision)为13.838,在可接受范围内㊀㊀表7㊀氮㊁磷㊁钾总含量的多元二次方程方差分析Table7㊀ANOVA for the second order quadraticequation of the total content of NPK项目平方和自由度均方F值P值模型890.8912.960.0014 X10.2410.24 3.530.1024 X2 2.31 2.333.570.0007 X30.4210.42 6.140.0424 X1X20.02210.0220.320.592 X1X30.03110.0310.450.5252 X2X30.1610.16 2.350.1694 X210.0510.050.720.4234 X22 1.031 1.0315.080.006 X23 3.571 3.5752.040.0002残差0.4870.069失拟项0.1330.0420.480.713误差项0.3540.088总和8.4816(>4),表明该模型对实验的拟合度很好,可以对总养分含量的响应值进行预测㊂891第12期华冠林,等:响应曲面法优化沼渣快速堆肥研究如图4所示,C/N对氮㊁磷㊁钾总含量的影响不明显,而氮㊁磷㊁钾总含量随通风量增大呈现减小的趋势㊂氮㊁磷㊁钾总含量随初始含水率增大呈现先增大后减小的趋势㊂根据规划求解的结果,3个变量在实验设置的取值范围内时,预测氮㊁磷㊁钾总含量的最大值为5.20%,此时X1=1,X2=0.59,X3=0.11,即C/N为30,最佳通风量为1.29L/(min㊃kg),初始含水率为65.54%㊂图4㊀C/N㊁通风量㊁初始含水率及其交互作用对总氮磷钾含量的响应面(响应值F2)Fig.4㊀Response surface of carbon-nitrogen ratio,ventilation and initial moisture content and their interaction on total content of NPK2.2.3㊀最优工艺参数分析以抗生素降解率最高的工艺参数进行堆肥,即C/N为30,最佳通风量为1.13L/(min㊃kg),最佳初始含水率为69.61%㊂此时,通过响应值F2的回归方程可预测氮㊁磷㊁钾总含量仅为4.59%㊂由于C/N㊁通风量㊁初始含水率对抗生素降解率影响的显著性顺序为X2>X1>X3,对氮㊁磷㊁钾总含量影响的显著性顺序为X2>X3>X1,可认为初始含水率的改变对抗生素降解效果影响最不明显,却对氮磷钾总含量影响较明显㊂因此,可将最佳初始含水率由69.61%调整为65.54%,此时由两个回归方程计算得到抗生素降解率为85.99%,氮磷钾总含量为5.15%,与最优结果比较,二者仅有略微下降㊂最终得出最优工艺参数:C/N为30,通风量为1.13L/(min㊃kg),初始含水率为65.54%,即X1=1, X2=0.26,X3=0.11㊂比照堆肥过程中基础指标变化(图2)进行分析,发现堆肥腐熟过程最优实验组为T9㊁T10㊁T11㊁T12,说明C/N为30,通风量为1L/ (min㊃kg)对堆体腐熟最有利,而初始含水率对堆体进程影响不明显,与响应曲面法分析得到的最优工艺结果相符㊂以C/N为30,通风量为1.13L/(min㊃kg),初始含水率为65.54%的最优工艺参数进行验证实验,得到堆肥最终成品,检测得到抗生素降解率为87.43%,总养分含量为4.98%,与预测值的偏差低于预测值的5%,则验证实验结果可行,该回归模型有效㊂3㊀结㊀论以各实验组的温度㊁pH㊁含水率等的变化曲线和响应曲面法的分析结果互相印证,通风量和碳氮比对堆肥进程影响较大㊂综合考虑得出15d沼渣快速堆肥的最优工艺参数:C/N为30,通风量为1.13L/ (min㊃kg),初始含水率为65.54%,且验证实验结果可行,该回归模型有效㊂由此可见,响应曲面法用于沼渣快速堆肥的工艺优化具可行性㊂参考文献[1]㊀Babel S,Saetang J,Pecharaply A.Anaerobic co-digestion ofsewage and brewery sludge for biogas production and landapplication[J].International Journal of Environmental Science&Technology,2009,6(1):131-140.[2]㊀周俊,杨玉婷,谢欣欣,等.沼渣与污泥混合高温堆肥效果及氮素控制[J].生物加工过程,2014,12(6):39-43. [3]㊀宋彩红,贾璇,李鸣晓,等.沼渣与畜禽粪便混合堆肥发酵效果的综合评价[J].农业工程学报,2013,29(24):227-234.[4]㊀许文江,章明清,洪翠云,等.城市沼渣堆肥工艺及其施肥技术的优化[J].华侨大学学报(自然科学版),2016,37(3):325-329.[5]㊀刘丽雪,陈海涛,韩永俊.沼渣物理特性及沼渣纤维化学成分测定与分析[J].农业工程学报,2010,26(7):277-280. [6]㊀占新华,周立祥,卢燕宇.农业常用有机物料中水溶性有机物的理化性质特征[J].中国环境科学,2010,30(5):619-624.[7]㊀Mohana S,Shrivastava S,Divecha J,et al.Responsesurfacemethodology for optimization ofmedium for decolorizationoftextile dye Direct Black22by a novel bacterial consortium[J].Bioresource Technology,2008,99(3):562-569.[8]㊀Hameed B H,Tan I A W,Ahmad A L.Optimization of basic dyeremoval by oil palm fibre-based activated carbon usingresponsesurface methodology[J].Journal of Hazard ous Materials,2008,158(2/3):324-332.[9]㊀于淼,柏云娇,代岐昌,等.响应曲面法优化文殊兰中生物碱的提取工艺[J].中草药,2013,44(10):1286-1289.(下转第148页)991。
Box-Behnken响应面法优化瓜蒌皮中总核苷和总氨基酸的提取工艺
Box-Behnken响应面法优化瓜蒌皮中总核苷和总氨基酸的提取工艺吴雪;邹纯才;鄢海燕;刘静雨;杨燕【期刊名称】《右江民族医学院学报》【年(卷),期】2022(44)2【摘要】目的采用Box-Behnken响应面法优化瓜蒌皮提取工艺,以期最大程度同时保留瓜蒌皮提取物中总核苷和总氨基酸的含量。
方法采用紫外-可见分光光度法测定瓜蒌皮提取物中总核苷和总氨基酸的吸光度,并在单因素试验的基础上,以总核苷和总氨基酸吸光度为评价指标,采用Box-Behnken响应面法考察与优化料液比(g·ml^(-1))、超声提取时间(min)、醇沉浓度(%)、静置时间(h)对总核苷和总氨基酸提取量的影响。
结果最佳的提取工艺为选择料液比(g·ml^(-1))为1∶15,提取时间为60min,醇沉浓度为50%,静置时间为24h。
经5次平行验证试验结果表明,总核苷吸光度平均值为0.785,RSD=0.42%,模型的预测结果为0.788,实际测定结果与模型预测结果差值为0.003;总氨基酸吸光度平均值为2.112,RSD=0.07%,模型的预测结果为2.168,实际测定结果与模型预测结果差值为0.056。
结论采用Box-Behnken响应面法优化的提取工艺可同时最大程度保留瓜蒌皮中总核苷和总氨基酸含量,提取工艺稳定可靠,可用于瓜蒌皮中总核苷和总氨基酸的提取。
【总页数】8页(P211-217)【作者】吴雪;邹纯才;鄢海燕;刘静雨;杨燕【作者单位】皖南医学院药学院;安徽省芜湖市中医医院【正文语种】中文【中图分类】R285【相关文献】1.Box-Behnken响应面法优化康定鼠尾草中总黄酮的提取工艺2.Box-Behnken 设计-响应面法优化芡实中总维生素E的提取工艺研究3.Box-Behnken响应面法优化秦巴山区粉葛中总异黄酮的提取工艺4.Box-Behnken响应面法结合差示分光光度法优化瓜蒌中总黄酮提取工艺5.Box-Behnken响应面法优化壮药黄杞中总黄酮的回流提取工艺因版权原因,仅展示原文概要,查看原文内容请购买。
Box-Behnken响应面法优化壮药三角泡中黄酮成分提取工艺及抗氧化作用研究
Box-Behnken响应面法优化壮药三角泡中黄酮成分提取工艺及抗氧化作用研究李澄;黄文婧;廖强;郭振旺【期刊名称】《中医药导报》【年(卷),期】2022(28)7【摘要】目的:建立同时测定壮药三角泡槲皮素、木犀草素、芹菜素3种黄酮成分含量的方法,优化三角泡黄酮的提取工艺,并对其抗氧化活性进行研究。
方法:以乙醇浓度、料液比、提取时间及提取温度为考察因素,以3种黄酮提取值的总量为考察指标,采用响应面法优选最佳的超声提取工艺,测定三角泡提取物清除DPPH自由基、ABTS^(+)自由基能力及羟基自由基的能力,研究其抗氧化作用。
结果:确定最优提取条件为80.00%,料液比为1:37.49,提取时间为41.18 min,提取温度为68.36℃,在此条件下三角泡中槲皮素、木犀草素和芹菜素的总提取值为4.315 mg/g。
三角泡提取物清除DPPH自由基、ABTS^(+)自由基及羟基自由基的IC_(50)值分别为46.99、45.72、44.21 mg/mL。
结论:本试验建立的HPLC法适用于三角泡中3种黄酮类成分的同时测定,响应面法优化的三角泡黄酮提取工艺准确可靠,三角泡具有一定的体外抗氧化活性。
【总页数】5页(P50-54)【作者】李澄;黄文婧;廖强;郭振旺【作者单位】广西国际壮医医院;广西艾为科技有限公司;南宁市食品药品检验所;广西中医学校【正文语种】中文【中图分类】R284.2【相关文献】1.Box-Behnken设计-响应面法优化番石榴叶总黄酮提取工艺及总黄酮对糖尿病小鼠糖耐量的影响研究2.单因素试验结合Box-Behnken设计-响应面法优化甘草中黄酮类成分的提取工艺3.Box-Behnken响应面法优化昆仑雪菊总黄酮提取工艺及抗氧化研究4.Box-Behnken响应面法优化壮药黄杞中总黄酮的回流提取工艺5.Box-Behnken响应面法优化苗药课币有水溶性黄酮提取工艺因版权原因,仅展示原文概要,查看原文内容请购买。
Box-Behnken响应面法优化焙烤食品复配防腐剂的研究
Box-Behnken响应面法优化焙烤食品复配防腐剂的研究刘艳芳;丁寅寅
【期刊名称】《现代食品》
【年(卷),期】2024(30)1
【摘要】本研究以纳他霉素、乳酸链球菌素、ε-聚赖氨酸和茄非可食部分生物碱提取液为主要原料,在单因素试验的基础上,采用Box-Behnken响应面法优化确定焙烤食品复配防腐剂最佳配比,并进行验证试验。
结果表明,在纳他霉素浓度为
0.078 g·kg^(-1)、乳酸链球菌素浓度为0.080 g·kg^(-1)、ε-聚赖氨酸浓度为0.060 g·kg^(-1)、茄非可食部分生物碱提取液浓度为14%时,复配防腐剂的抑菌效果最佳。
验证试验分别测定对照组和试验组的菌落总数和霉菌数,对照组的菌落总数、霉菌数明显多于试验组,且试验组未检出霉菌。
【总页数】8页(P71-78)
【作者】刘艳芳;丁寅寅
【作者单位】阜阳职业技术学院城乡建设学院
【正文语种】中文
【中图分类】TS202.3
【相关文献】
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Box-Behnken响应面法优化他克莫司传递体制备工艺
Box-Behnken响应面法优化他克莫司传递体制备工艺雷伟;余楚钦;林华庆;周小圆【摘要】目的确定他克莫司传递体的最优处方工艺.方法以包封率、粒径作为响应值,采用Box-Behnken响应面法优化处方,并评价其理化性质.结果最优处方工艺是药脂比为0.06,聚山梨酯80:蛋黄卵磷脂为0.31,超声时间9.5 min,制备的传递体包封率为85.930%,粒径为101.8 nm,具备一定的体外形变能力和稳定性.结论Box-Behnken响应面法能准确地优化他克莫司传递体的处方工艺.【期刊名称】《医药导报》【年(卷),期】2014(033)003【总页数】6页(P355-360)【关键词】他克莫司;传递体;Box-Behnken响应面法;制备工艺【作者】雷伟;余楚钦;林华庆;周小圆【作者单位】广东药学院,广东省药物新剂型重点实验室,广州,510006;广东药学院,广东省药物新剂型重点实验室,广州,510006;广东药学院,广东省药物新剂型重点实验室,广州,510006;广东药学院,广东省药物新剂型重点实验室,广州,510006【正文语种】中文【中图分类】R979.5;TQ460.1他克莫司(tacrolimus,FK506)软膏(商品名:普特彼®)于2002年被批准用于治疗中到重度特应性皮炎[1]。
但由于FK506的强亲脂性(油水分配系数logP=3.96±0.83)、大分子量(相对分子质量822.05)及其环状分子结构,软膏中的药物主要潴留在皮肤角质层中,无法到达深层皮肤组织发挥药效[2]。
传递体(transfersomes)由德国学者GREGOR等[3]首次提出,它是将表面活性剂(如聚山梨酯80、胆酸钠等)加入普通脂质体材料中制成具有很强的自身形变能力,可穿透比它本身小数倍的皮肤孔道的类脂质体。
笔者在本实验中将FK506包裹于传递体中,采用Box-Behnken响应面法以较少的实验次数和较短的时间[4]对他克莫司传递体的处方工艺参数进行全面有效的优化,同时考察其体外变形能力及稳定性,为以后他克莫司传递体经皮渗透研究打下基础。
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·1866·
刘庆玉,等 Box-Behnken 响应面法优化沼液氨氮削减工艺
质 量 浓 度 为 23.33% ; 磷 源 溶 液 的 配 制 : 称 取 15.601 g 的 NaH2PO4·2H2O 溶 于 84.399 g 蒸 馏 水 中, 质量浓度为 15.601%;2 mol/L 盐酸溶液的配 制 : 取 浓 盐 酸 16.67 mL, 搅 拌 定 容 至 100 mL;2 mol/L 氢氧化钠溶液的配制: 称取 8 g 氢氧化钠, 搅拌定容至 100 mL。 1.3 试验装置
0 前言
理,研究 pH 值、Mg/N 及 P/N 摩尔比对 MAP 沉淀
农业部统计数据显示,截至 2013 年 5 月全国 反应的影响,寻求反应最优工艺条件,以期为规模
生 猪 存 栏 量 为 4.506 亿 头 , 月 均 粪 污 排 放 量 为 化推广 MAP 沉淀法处理沼液回收氨氮工艺提供
0.74 亿 t 。 [1],[2] 作为沼气生产和消费大国,近年来, 以 猪 粪 为 原 料 的 沼 气 发 酵 工 艺 得 以 推 广 应 用 [3]。
在沼液体积为 500 mL,n(Mg)∶n(N)=1.3∶1,搅 拌速度为 50 r/min,pH 为 8, 反应温度为 15 ℃条 件下,反应 30 min,分析 n(P)/n(N)配比变化对氨 氮去除效果的影响,结果如图 4 所示。
由图 4 可知,在 n(P)∶n(N)=0.8∶1~1∶1 时 ,随 着 n(P)/n(N)的增加,氨氮去除率逐渐增加,n(P)∶ n(N)=1∶1 时,氨氮去除率可达 76.25%。 当沼液中 PO43-含量继续增加时,氨氮去除率略有降低。故选 取 n(P)∶n(N)=1∶1 为响应面试验中心点,1.1∶1 和 0.9∶1 为上下水平。
第 33 卷 第 12 期 2015 年 12 月
可再生能源
Renewable Energy Resources
Vol.33 No.12 Dec. 2015
Box-Behnken 响应面法优化沼液氨氮削减工艺
刘庆玉 1, 李 建 1, 包震宇 2 (1.沈阳农业大学 工程学院, 辽宁 沈阳 110161; 2.辽宁省环境科学院, 辽宁 沈阳 110163)
在农牧业中沼液利用方式主要有沼液还田肥 用、沼液浸种、无土栽培等[6],[7]。 近年来,磷酸铵镁
滤,去除沼液中大颗粒悬浮物质,进行水质分析。 沼液水质情况如表 1 所示。
沉淀法处理沼液技术得到快速发展。 磷酸铵镁 (MgNH4PO4·6H2O, 俗 称 鸟 粪 石 , 英 文 缩 写 为 MAP) 沉 淀 的 基 本 原 理 : 在 碱 性 条 件 下 , 针 对 沼 液 中 PO43-及 Mg2+含量相对于 NH4+不足问题,向废水 中投加一定量镁源和磷源, 调节沼液中离子摩尔
去 除 率 呈 降 低 趋 势 ,当 pH 为 8 时 , 氨 氮 去 除 率
最大为 74.09%。 故响应面试验 pH 值中心点选取
8。
74
72
氨 氮 去 除 率 /%
70
68
66
64
7
8
9
10
11
pH 值
图 2 pH 值对氨氮去除效果的影响 Fig.2 The effect of pH value on removal efficiency
表 1 试验用沼液水质 Table 1 The characteristics of bio-gas slurry
测试指标 pH NH4+-N/mg·L-1 PO43--P/mg·L-1 Mg2+/mg·L-1
测定值 7.2
510
93.7
41.54
1.2 试验药品及主要仪器
配 比 , 使 溶 液 中 的 NH4+,PO43-及 Mg2+反 应 生 成 MgNH4PO4·6H2O[8],[9]。 回收后的磷酸铵镁沉淀可作 为缓释肥料还田, 对氮磷资源回收利用和保护生 态环境具有重要意义 。 [10],[11] 磷酸铵镁沉淀的主要
Mg2++HPO42-+NH4++6H2O=MgNH4PO4·6H2O+H+ Mg2++H2PO42-+NH4++6H2O=MgNH4PO4·6H2O+2H+
本试验针对影响沉淀反应的因素展开研究,
量≥96.0%),均为分析纯。 主要仪器:恒温磁力搅拌器,752PC 型紫外可
见分光光度计,pHS-25 酸度计,FA1004 电子分析 天平,UltimaIV 型 X 射线衍射仪。
试 验 药 品 :NaH2PO4·2H2O ( 西 陇 化 工 , 含 量 ≥ 99.0% )、MgCl2·6H2O ( 天 津 博 迪 化 工 , 含 量 ≥ 98.0%)、HCl(沈 阳 经 济 技 术 开 发 区 试 剂 厂 ,含 量 为 36%~38%)、NaOH (天津瑞金特化学药品,含
形成过程可用以下 3 个方程式[12]描述: Mg2++PO43-+NH4++6H2O=MgNH4PO4·6H2O
n(Mg)∶n(N)∶n(P)=1∶1∶1,搅拌速度为 50 r/min,反
应温度为 15 ℃条件下,反应 30 min[16],分析 pH 值
变化对氨氮去除效果的影响,结果如图 2 所示。
由图 2 可 知 ,pH 为 7~8 时 ,随 pH 值 的 增 大
氨氮去除率增大,当 pH 值在 8~11 变化时,氨 氮
水平
因素 A pH 值
因素 B N(Mg)∶n(N)
因素 C N(P)∶n(N)
-1
7
1.1∶1
0.9∶1
0
8
1.3∶1
1∶1
1
9
Байду номын сангаас
1.5∶1
1.1∶1
表 3 响应面试验设计结果 Table 3 The results of the experiment
编号
A
B
C
氨 氮 去 除 率 /%
1
-1 -1
0
·1867·
可再生能源
2015,33(12)
80 78
氨 氮 去 除 率 /%
76 74 72 70 68 66
0.8∶1 0.9∶1 1∶1 1.1∶1 1.2∶1 1.3∶1 1.4∶1 n(P)∶n(N)
图 4 P/N 摩尔比对氨氮去除效果的影响 Fig.4 The effect of the different P/N ration on removal efficiency
中, 分析各因素影响效应大小的试验组 12 个,用 于 估 计 试 验 误 差 的 中 心 试 验 组 5 个[17],每 组 试 验
重复 3 次。 表 2 为因素水平表,表 3 为试验结果。
表 2 响应面试验设计因素与水平 Table 2 The table of different factors and levels
0.34AC+0.96BC-0.05A2-3.13B2-11.21C2
对试验结果进行方差分析,见表 4。 由表 4 可
每组试验装置由 3 个反应瓶和一个过滤装置 组成,如图 1 所示。依次加入镁源和磷源溶液后调 节溶液 pH 值,反应完成后过滤,分析滤液中残留 氨氮浓度。
镁源 沼液
磷源
碱液
滤液 过液
图 1 试验装置图 Fig.1 The device of the experiment
1.4 试验指标测量方法 pH 值 采 用 pHS-25 酸 度 计 测 定 ,NH4+-N 采
Y=
C1L1-C2L2 C1L1
×100%
式中:Y 为氨氮去除率,%;C1,C2 分别为反应前后 NH4+-N 质量浓度,mg/L;L1,L2 分别为反应前后沼
液体积,L。
2 结果与分析
2.1 响应面试验设计单因素水平的确定
2.1.1 pH 值的确定
在 沼 液 体 积 为 500 mL,3 种 离 子 摩 尔 比 为
摘 要: 为了确定磷酸铵镁(MAP)结晶法回收沼液中氨氮的最佳反应条件,以氨氮去除率为响应值,采用三因
素三水平的 Box-Behnken 设计,利用响应面法研究 pH 值、Mg/N 及 P/N 摩尔比对氨氮去除率的影响,建立回归
模型,优化反应条件。 结果表明,最优反应条件:pH 值为 8.38,n(Mg)/n(N)为 1.32,n(P)/n(N)为 1.01。 对去除率
2.1.2 n(Mg)/n(N)配比的确定
在沼液体积为 500 mL,n(N)∶n(P)=1∶1,搅拌
速度为 50 r/min,pH 为 8, 反应温度为 15 ℃条件
下,反应 30 min,分析 n(Mg)/n(N)变化对氨氮去
除效果的影响,结果如图 3 所示。
氨 氮 去 除 率 /%
76
74
72
试验试剂的配制: 镁源溶液的配制: 称取
根 据 响 应 曲 面 法 中 的 Box-Benhken 试 验 设 计 原 20.33 g 的 MgCl2·6H2O[13]溶 于 79.67 g 蒸 馏 水 中 ,
收稿日期: 2015-06-29。 基金项目: 国家重大专项(2012ZX07202-010)。 作者简介: 刘庆玉(1967-),男,教授,博士生导师,主要从事可再生能源开发与利用方面的研究工作。 E-mail:qyliu@
62.97
2
1 -1
0
74.21
3
-1
1
0
75.83
4
1
1
0
78.31
5
-1
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