2.2 響應(yīng)曲面優(yōu)化試驗(yàn)結(jié)果分析

2.2.1 響應(yīng)曲面試驗(yàn)設(shè)計(jì)及結(jié)果

在單因素試驗(yàn)結(jié)果的基礎(chǔ)上，刺五加果漿中添加果膠酶，以刺五加果實(shí)的出汁率（Y）作為試驗(yàn)設(shè)計(jì)的響應(yīng)值，酶添加量（A）、液料比（B）、酶解溫度（C）和酶解時(shí)間（D）為自變量，設(shè)計(jì)響應(yīng)曲面試驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表2。對(duì)表2的試驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行多元回歸擬合，得到刺五加果實(shí)出汁率的二次多項(xiàng)回歸方程為式如下：

Y=81.23+0.99A+2.19B+1.15C+0.086D-1.32AB-0.65AC-0.90AD-0.30BC-0.98BD-1.84CD-0.95A²+0.25B²-2.52C²-1.85D²

2.2.2 響應(yīng)曲面方差分析

模型的方差分析見(jiàn)表3。P值大小衡量了模型的各個(gè)因素的顯著性水平。由表3可知，P＜0.01，表明關(guān)于出汁率的模型高度顯著，F(xiàn)值為13.32，表明二次模型高度顯著。在模型中，一次項(xiàng)A、B、C和二次項(xiàng)C²、D²以及交叉項(xiàng)AB、CD為影響顯著。失擬值為0.98，在0.05水平下不顯著，因變量和全體自變量之間的線(xiàn)性關(guān)系顯著（R²=0.93）。

通過(guò)方差分析，結(jié)合4個(gè)因素的平方值可以得到4個(gè)因素對(duì)出汁率的影響次序?yàn)锽＞C＞A＞D，即液料比＞酶解溫度＞酶添加量＞酶解時(shí)間。

2.2.3 響應(yīng)曲面交互作用分析

響應(yīng)曲面（等高線(xiàn)圖和3D圖）可以較為直觀地展示出試驗(yàn)中各單因素以及兩因素之間的交互作用對(duì)刺五加果實(shí)出汁率的影響，兩因素之間的交互作用對(duì)刺五加果實(shí)出汁率的影響及等高線(xiàn)圖見(jiàn)圖6和圖7。

從圖6等高線(xiàn)圖可知，當(dāng)酶解時(shí)間為3h、酶解溫度為50℃時(shí)，酶的添加量一定時(shí)，刺五加的出汁率隨著液料比的比例升高呈增加的趨勢(shì)；從圖7等高線(xiàn)圖可知，當(dāng)酶的添加量為4‰、液料比為18:1mL/g時(shí)，酶解溫度一定時(shí)，刺五加果實(shí)的出汁率隨著酶解時(shí)間的升高呈先增加后降低的趨勢(shì)。由3D曲面平滑程度可知，液料比和酶添加量、酶解溫度和酶解時(shí)間兩因素之間交互作用明顯。

2.2.4 模型驗(yàn)證試驗(yàn)

通過(guò)Design-Expert中心組合法的優(yōu)化分析可得最高出汁率條件為：酶添加量為3.90‰、液料比為20:1mL/g、酶解溫度為51.59℃、酶解時(shí)間為2.81h，該條件下刺五加果實(shí)出汁率的理論值為83.99%。結(jié)合實(shí)際情況，選擇酶添加量為4‰、液料比為20:1mL/g、酶解溫度為52℃、酶解時(shí)間為3h，進(jìn)行三次平行試驗(yàn)，此時(shí)刺五加果實(shí)出汁率為84.12%。所得實(shí)驗(yàn)結(jié)果與預(yù)測(cè)相近，說(shuō)明該響應(yīng)面模型與實(shí)際擬合結(jié)果較好，該模型可靠。

3 結(jié)論

本試驗(yàn)在單因素試驗(yàn)的基礎(chǔ)上，根據(jù)響應(yīng)曲面試驗(yàn)設(shè)計(jì)，建立了刺五加果實(shí)出汁率的二次多項(xiàng)式回歸模型，以此來(lái)優(yōu)化刺五加果實(shí)出汁率的制備工藝。本試驗(yàn)?zāi)Ｐ团c現(xiàn)實(shí)情況擬合程度較高，模型中心組合方差分析中，模型P＜0.05，也表明該模型顯著。模型給出試驗(yàn)最優(yōu)工藝的各項(xiàng)參數(shù)為：酶添加量為4‰，液料比為20:1mL/g，酶解溫度52℃酶解時(shí)間3h，在該條件下刺五加果出汁率可到達(dá)84.12%。

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