沙米人參果復(fù)合酸奶沉淀率的工藝優(yōu)化修

1、沙米人參果復(fù)合酸奶沉淀率的工藝優(yōu)化王曉琴，張科學(xué)，張志凱，竇潤(rùn)玲，李建紅，潘晶晶，張芬琴 (河西學(xué)院農(nóng)業(yè)與生物技術(shù)學(xué)院， 甘肅 張掖734000)摘 要：應(yīng)用Plackett-Burman（PB）試驗(yàn)、最陡爬坡試驗(yàn)、Box-Behnkens中心組合設(shè)計(jì)法對(duì)沙米人參果復(fù)合酸奶的生產(chǎn)工藝進(jìn)行優(yōu)化。首先，采用Plackett-Burman設(shè)計(jì)法對(duì)影響沙米人參果復(fù)合酸奶沉淀率的6個(gè)因素的效應(yīng)進(jìn)行評(píng)價(jià)，篩選出了具有顯著正效應(yīng)的沙米汁添加量、人參果汁添加量、加糖量和有顯著負(fù)效應(yīng)的接種量；在此基礎(chǔ)上，通過(guò)最陡爬坡試驗(yàn)逼近最大響應(yīng)區(qū)域；最后采用Box-Behnkens試驗(yàn)對(duì)顯著因素進(jìn)行優(yōu)化，最終確定沙米人參果

2、復(fù)合酸奶的最佳生產(chǎn)工藝參數(shù)為：沙米漿添加量6.6%，人參果汁11.8%，加糖量7.2%，接種量4.2%，沉淀率可達(dá)58.69%，與預(yù)測(cè)值59.29%接近，說(shuō)明本工藝優(yōu)化行之有效的。制得的沙米人參果復(fù)合酸奶，質(zhì)地均勻，口感細(xì)膩潤(rùn)滑，酸甜適口。關(guān)鍵詞：最陡爬坡試驗(yàn)，人參果，沙米，復(fù)合酸奶，工藝優(yōu)化中圖分類(lèi)號(hào)：TS252.54 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：AProduction technology on the sedimentation rate of Agriophyllum squaarrosum and Sozamnmuiiatnm composite yogurt by Response Surface

3、 MethodologyWANG Xiao- qin , ZHANG Ke-xue, ZHANG ZHi-kai, DOU Run-ling,LI Jian-hong, PAN Jing-jing, ZHANG Fen-qin* (College of Agriculture and Biotechnology (CAB), Hexi University, Zhangye 734000, China)Abstract: Process optimization on the sedimentation rate of Agriophyllum squaarrosum and Sozamnmu

4、iiatnm composite yogurt was investigated using Plackett Burman design, steepest ascent design and Box - Behnkens composite design. Firstly, Plackett Burman (PB) design method was used to evaluate the effect of six factors which affect the rate of sedimentation of Agriophyllum squarrosum and Sozamnmu

5、iiatnm composite yogurt. Then the center points of the two factors were determined based on steepest ascent design. Then the optimization of the two factors was carried out by using Box - Behnkens composite design. The results showed that the best production process parameters were as follows:The am

6、ount of Agriophyllum squarrosum extract was 6.6%, Sozamnmuiiatnm juice was 11.8%, sugar was 7.2%, the inoculum size was 4.2%. The sedimentation rate was 58.69%. Which was in good agreement with the predicted one of 59.29%. In conclusion, the optimized process had good reliability.The Sozamnmuiiatnm

7、and Agriophyllum squarrosum composite yogurt has uniform texture, delicate lubrication and sweet taste. Key words: steepest ascent design; Sozamnmuiiatnm; Agriophyllum squarrosum; composite yogurt ; optimization technology沙米(Agriophyllum squarrosum)為藜科沙蓬屬，沙漠野生一年生草本植物。在我國(guó)甘肅民勤沙漠地帶大量分布，一般多指它的種子。沙米種子營(yíng)養(yǎng)價(jià)

8、值很高，富含蛋白質(zhì)、脂肪、淀粉、多種維生素、SOD、綠原酸、皂甙、異黃酮、生物堿等生物活性成分1。用其加工而成的沙米食品，助消化、健脾胃，可謂食品中之佳品。所含人體必需氨基酸中的蘇氨酸、蛋氨酸、賴(lài)氨酸、苯丙氨酸含量高于主要糧食作物和一些保健作物產(chǎn)品，是一種增稠劑和天然功能性食品2，目前我國(guó)對(duì)沙米乳飲料的研究未見(jiàn)報(bào)道。因此，如果能夠?qū)ζ浼右蚤_(kāi)發(fā)利用，既能充分利用野生資源，增加農(nóng)民收入，又能不斷滿足人們對(duì)純天然綠色保健食品消費(fèi)的需求。人參果( Sozamnmuiiatnm)又名“香艷梨”、“南美仙桃”等,系多年生茄科植物。果實(shí)形狀多似心臟形和橢圓形，成熟時(shí)果皮呈金黃色，帶紫色條紋，果肉清爽多汁，風(fēng)

9、味獨(dú)特。它具有高蛋白、低糖、低脂外，還富含維生素C，以及多種人體所必需的微量元素，尤其是硒的含量大大地高于其他的果實(shí)和蔬菜3。因此人參果有抗癌、抗衰老、降血壓、降血糖、補(bǔ)鈣、美容等功能。本研究將沙米、人參果、鮮奶融為一體，利用保加利亞乳桿菌與嗜熱鏈球菌混合（1:1）菌群發(fā)酵研制出沙米人參果復(fù)合酸奶并對(duì)其生產(chǎn)工藝進(jìn)行優(yōu)化，得出沙米人參果復(fù)合酸奶的最佳生產(chǎn)工藝，以期制成符合現(xiàn)代需求的色、香、味俱全的新型風(fēng)味型發(fā)酵保健酸奶。本試驗(yàn)以沙米、人參果、鮮奶為試驗(yàn)材料，采用 Plackett-Burman 試驗(yàn)4-5、最陡爬坡試驗(yàn)、Box-Behnkens中心組合設(shè)計(jì)6-8對(duì)沙米人參果復(fù)合酸奶的工藝進(jìn)行優(yōu)化

10、。促進(jìn)沙米人參果復(fù)合酸奶功能食品加工可持續(xù)發(fā)展，以期為沙米人參果復(fù)合酸奶開(kāi)發(fā)利用開(kāi)辟新的途徑，為其工廠化生產(chǎn)沙米人參果復(fù)合酸奶奠定基礎(chǔ)。1 材料與方法1.1 材料與儀器沙米 采自民勤東湖鎮(zhèn)，米粒飽滿、均勻；人參果 采自武威張儀鎮(zhèn)，新鮮、勻稱(chēng)、顏色鮮亮、無(wú)蟲(chóng)蛀、無(wú)明顯溝痕、分叉；鮮牛乳 甘肅省張掖市鑫源乳業(yè)公司；白砂糖 市售，優(yōu)質(zhì)；酵母粉 廣州艾斯金生物科技有限公司；葡萄糖 ；蔗糖 ；NaCl ；CaCO3 分析純，天津市光復(fù)科技發(fā)展有限公司； 95%乙醇 分析純，天津市百世化工有限公司。保加利亞乳桿菌（Lactobacillus bulgaricus）和嗜熱鏈球菌（Stretococcus t

11、hermophilus）混合（1:1）菌群 由河西學(xué)院農(nóng)業(yè)與生物技術(shù)學(xué)院微生物實(shí)驗(yàn)室經(jīng)試驗(yàn)篩選、培養(yǎng)馴化而得。HH-4數(shù)顯恒溫水浴鍋 常州國(guó)華電器有限公司；PHS-2F數(shù)字pH計(jì) 上海雷磁儀器廠；TDZ5-WS多管架自動(dòng)平衡離心機(jī) 長(zhǎng)沙湘儀離心機(jī)儀器有限公司；電冰箱 青島-利勃海爾；CL-30L全自動(dòng)高壓滅菌鍋 日本ALP公司；SHP-150型生化培養(yǎng)箱 上海精宏實(shí)驗(yàn)設(shè)備有限公司；A-260蓋勃氏乳脂計(jì) 滄州高密分析儀器廠； JJ-2B型組織搗碎勻漿機(jī) 江蘇省金壇市榮華儀器制造有限公司； SW-CJ-ID型潔凈工作臺(tái) 蘇州凈化設(shè)備廠； SY-6型家用榨汁機(jī) 九陽(yáng)股份有限公司。1.2實(shí)驗(yàn)方法1.

12、2.1 沙米人參果復(fù)合酸奶的加工方法1.2.1.1 人參果汁的制備 選取新鮮、勻稱(chēng)、顏色鮮亮、無(wú)蟲(chóng)蛀、無(wú)明顯溝痕和分叉的新鮮人參果，洗凈表面泥沙等可見(jiàn)污垢，然后將人參果切成34mm的薄片后，立即放入0.05%Vc和0.05%檸檬酸鈉（1:1）的混合溶液中在室溫下浸泡20min進(jìn)行護(hù)色處理9，用無(wú)菌水沖洗干凈，放入榨汁機(jī)中榨汁。將榨出的汁液用8層無(wú)菌脫脂紗布過(guò)濾2次，在3000r/min條件下離心15min，分離漿液后，取上清液即得人參果原汁，冷藏備用。1.2.1.2 沙米汁的制備 沙米：水（固液比1:30）煮沸（3min）糊化（15min） 紗布過(guò)濾（4層） 沙米漿 滅菌 冷藏備用。1.2.1

13、.3 發(fā)酵劑的制備 選取產(chǎn)酸性緩和產(chǎn)香性強(qiáng)后熟性良好的保加利亞乳桿菌和嗜熱乳鏈球菌以1:1的比例混合接入滅菌鮮乳中，4247條件下恒溫培養(yǎng)45h，凝乳酸度為7075 °T，冷卻后置于4冰箱中保存。隔天傳代一次，共傳代3次，菌種可達(dá)正?；盍Γ频媚赴l(fā)酵劑。1.2.2 制作沙米人參果復(fù)合酸奶的工藝流程 鮮牛乳預(yù)熱（5055）配料（沙米汁、人參果汁和白砂糖）均質(zhì)滅菌（90，5min）冷卻（42）接種（加入發(fā)酵劑）無(wú)菌灌裝保溫發(fā)酵冷卻（水冷）后熟（4，2436h）檢驗(yàn)成品1.2.3 沙米人參果復(fù)合酸奶的工藝操作要點(diǎn)1.2.3.1 預(yù)熱、配料、勻質(zhì)、滅菌及接種 將原料乳預(yù)熱至5055時(shí)加入白砂

14、糖，攪拌，加熱至9095，保溫5min10。降溫至70，攪拌后加入沙米漿和人參果汁，再攪拌，加熱2min；降溫至45，在無(wú)菌條件下，將發(fā)酵劑充分?jǐn)噭虬幢壤拥交旌先橹?，攪?min至均勻，灌裝發(fā)酵。1.2.3.2 保溫發(fā)酵及冷藏 在44條件下進(jìn)行恒溫發(fā)酵，待完全凝乳后停止發(fā)酵，將其放入4的冷藏箱中后熟2436h。1.2.4 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)方法1.2.4.1 Plackett-Burman實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì) 在前期試驗(yàn)的基礎(chǔ)上，選取可能影響沙米人參果復(fù)合酸奶沉淀率的6個(gè)因素：沙米汁添加量、人參果汁添加量、發(fā)酵時(shí)間、發(fā)酵溫度、接種量、加糖量進(jìn)行Plackett-Burman 設(shè)計(jì)，每個(gè)因子取高（+1）和低（ -1

15、）2 個(gè)水平，響應(yīng)值為沉淀率(Y)。試驗(yàn)因素、水平及編碼見(jiàn)表 2。表1 Plackett-Burman試驗(yàn)設(shè)計(jì)因素水平范圍Table 1 Factors and levels in the Plackett-Burman design編碼因素低（-1）高（+1）x1沙米漿添加量（%）57X2人參果汁添加量（%）1014X3加糖量（%）68X4接種量（%）35X5發(fā)酵時(shí)間（h）2.54.5X6發(fā)酵溫度（）42471.2.4.2 最陡爬坡實(shí)驗(yàn) 響應(yīng)面擬合方程只有在考察是區(qū)域里才能充分近似真實(shí)情況，所以先逼近最大沉淀率區(qū)域后才能建立有效的擬合方程。根據(jù)PB實(shí)驗(yàn)篩選出顯著因子，進(jìn)行最陡爬坡實(shí)驗(yàn)，以期尋

16、找到最大沉淀率。1.2.4.3 Box-Behnken實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì) 逼近最大響應(yīng)區(qū)間后，采用Box-Behnken響應(yīng)面設(shè)計(jì)法對(duì)影響沙米人參果復(fù)合酸奶沉淀率的關(guān)鍵性因素進(jìn)行研究和探索。根據(jù)Box-Behnken中心組合設(shè)計(jì)原理，以沉淀率（%）為響應(yīng)值，利用Design-Expert 8.0.5.0軟件進(jìn)行4因素3水平的響應(yīng)面優(yōu)化實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，各因素及其水平見(jiàn)表2。表2 Box-Behnkens試驗(yàn)設(shè)計(jì)因素及水平編碼Table 2 Levels of variables used in the Box-Behnkens design編碼試驗(yàn)因素水平-101A沙米漿量（%）567B人參果汁量(%)1012

17、14C加糖量（%）678D接種量（%）3451.2.5 沉淀率的測(cè)定 沉淀率的測(cè)定：準(zhǔn)確稱(chēng)取樣液5mL于離心管中， 3000r / min 離心 10min，去除上清液，準(zhǔn)確稱(chēng)取沉淀質(zhì)量，計(jì)算沉淀率，公式如下：沉淀率( %) = ×100。2 結(jié)果與分析2.1 Plackett-Burman 試驗(yàn)設(shè)計(jì)及結(jié)果利用Design-Expert 8.0.5.0軟件對(duì)Plackett-Burman實(shí)驗(yàn)結(jié)果（見(jiàn)表3）進(jìn)行方差分析，各因素的影響效果見(jiàn)表4。由表4可以看出，沙米漿添加量、人參果汁添加量和加糖量對(duì)沙米人參果復(fù)合酸奶沉淀率的影響最為顯著，而且沙米漿添加量、人參果汁添加量和加糖量的效應(yīng)值為

18、正；接種量對(duì)沙米人參果復(fù)合酸奶沉淀率的影響呈負(fù)效應(yīng)。因此在后續(xù)的最陡爬坡試驗(yàn)中沙米漿添加量、人參果汁添加量、加糖量應(yīng)取較高水平，接種量取較低水平。發(fā)酵溫度和發(fā)酵時(shí)間對(duì)沙米人參果復(fù)合酸奶沉淀率的影響較小，故在下一步響應(yīng)面分析中只考慮沙米漿添加量、人參果汁添加量、加糖量和接種量。表3 Plackett-Burman 試驗(yàn)設(shè)計(jì)及結(jié)果Table 3 Plackett-Burman experiment design and corresponding results序號(hào)x1 X2X3X4X5X6沉淀率(%)111-111147.792-111-11146.4431-111-1149.984-11-11

19、1-147.295-1-11-11148.916-1-1-11-1142.9471-1-1-11-148.98811-1-1-1153.749111-1-1-154.4810-1111-1-147.88111-1111-149.5312-1-1-1-1-1-143.38表4 Plackett-Burman 試驗(yàn)參數(shù)估計(jì)表Table 4 Coefficient estirnates of vareables in Plackett-Burman design因素效應(yīng)值均方和影響（%）顯著性排序x14.6163.7648.831x 22.3216.1012.332x 32.1814.3010.95

20、3x 4-1.759.227.064x 5-0.581.000.765x 6-0.290.250.1962.2 最陡爬坡試驗(yàn)(Steepest ascent design)確定因素水平由表4關(guān)鍵因素效應(yīng)可以看出，要提高沙米人參果復(fù)合酸奶沉淀率以增強(qiáng)其穩(wěn)定性，應(yīng)該提高沙米汁添加量、人參果汁添加量、加糖量和降低接種量，根據(jù)上述4個(gè)關(guān)鍵因素效應(yīng)的大小比例設(shè)定它們的變化方向及步長(zhǎng)進(jìn)行的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)及結(jié)果見(jiàn)表5，隨著4個(gè)重要因素的不同變化，沉淀率的變化趨勢(shì)是先上升后下降，其中在4號(hào)水平上達(dá)到最大值，由結(jié)果可知，最佳沉淀率分在4號(hào)水平附近，故選此水平為中心點(diǎn)作為后續(xù)的響應(yīng)面設(shè)計(jì)。表5 最陡爬坡試驗(yàn)設(shè)計(jì)與結(jié)果T

21、able 5 Steepest ascent design and corresponding results試驗(yàn)號(hào)沙米漿量(A)人參果汁量(B)加糖量(C)接種量(D)沉淀率（%）1364541.8424854.546.9135106451.79461273.553.2457148350.942.3 Box-Behnken中心組合試驗(yàn)設(shè)計(jì)及結(jié)果取爬坡試驗(yàn)表5中的4號(hào)試驗(yàn)條件作為響應(yīng)面試驗(yàn)因素水平的中心點(diǎn)進(jìn)行響應(yīng)面試驗(yàn)設(shè)計(jì)。以四因素三水平進(jìn)行響應(yīng)面中心組合實(shí)驗(yàn)，Box-Behnkens中心組合試驗(yàn)設(shè)計(jì)及結(jié)果見(jiàn)表6。表6 中心組合試驗(yàn)設(shè)計(jì)及結(jié)果Table 6 Box-Behnkens desig

22、n and corresponding results 編碼水平試驗(yàn)號(hào)ABCD沉淀率（%）1-1-10045.9121-10054.213-110047.874110052.91500-1-152.746001-156.24700-1148.058001149.919-100-148.3910100158.1911-100148.2912100150.23130-1-1049.741401-1049.99150-11050.2916011052.9117-10-1047.441810-1052.4419-101048.8420101054.38210-10-152.9822010-151.84

23、230-10147.2424010151.8925000057.8926000057.1227000057.9928000057.7929000057.84Box-Behnkens試驗(yàn)設(shè)計(jì)中對(duì)試驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行擬合的二次模型方差分析見(jiàn)表7，回歸方程中各變量對(duì)響應(yīng)值影響的顯著性由p值來(lái)判定，概率p（Prob>F）的值越小，則相應(yīng)變量的顯著性越高12。利用軟件Design-Expert 8.0.5.0對(duì)表中的試驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行多元回歸擬合，得到編碼空間二次函數(shù)模型為：Y=57.73+2.97A+0.55B+1.01C-2.10D-0.81AB+0.1AC-1.97AD+0.59BC+1.35BD-0.4

24、1CD-3.66A2-3.88B2-3.18C2-2.85D2，方差分析及 F 檢驗(yàn)結(jié)果列于表 7表7 回歸方差分析結(jié)果Table 7 Results of regression analysis 變異來(lái)源平方和自由度df均方F值p值顯著性模型397.88 14 28.42 63.79 < 0.0001*A 105.73 1 105.73 237.31 < 0.0001*B 3.67 1 3.67 8.25 0.0123*C 12.34 1 12.34 27.70 <0.0001*D 52.79 1 52.79 118.50 < 0.0001*AB2.66 1 2.66

25、 5.96 0.0285*AC0.07 1 0.07 0.16 0.6920AD15.44 1 15.44 34.67 < 0.0001*BC1.40 1 1.40 3.15 0.0976BD7.26 1 7.26 16.30 0.0012*CD0.67 1 0.67 1.51 0.2395A287.07 1 87.07 195.43 < 0.0001*B297.59 1 97.59 219.04 < 0.0001*C265.60 1 65.60 147.23 < 0.0001*D252.78 1 52.78 118.47 < 0.0001*殘差6.24 14 0

26、.45 失擬項(xiàng)5.76 10 0.58 4.790.0724純誤差0.48 4 0.12 總變異404.11 28 R2adj98.46%R2pred91.61%R296.91%注：*為極度顯著，p0.001；*為顯著，p0.05；不顯著，p>0.05由表7可知，本模型擬合程度明顯，多元回歸模型擬合度采用R2表示，以R2>0.9判定為優(yōu)13。軟件分析的多元擬合系數(shù)為R2=0.9846，說(shuō)明模型對(duì)試驗(yàn)實(shí)際情況擬合較好；預(yù)測(cè)R2=0.9161，模型的校正決定系數(shù)R2=0.9691，說(shuō)明該模型能解釋96.91%響應(yīng)值的變化；其F值為63.79，模型p值小于0.0001，說(shuō)明模型極顯著，可

27、用來(lái)進(jìn)行響應(yīng)值預(yù)測(cè)。根據(jù)模型失擬項(xiàng)0.0724>0.05，不顯著，說(shuō)明模型中不需要引入更高次數(shù)的項(xiàng)，模型選擇合適。所以，我們可以使用該模型來(lái)分析響應(yīng)值的變化。從表中還可以看出因素一次項(xiàng)（A、B、C、D）、二次項(xiàng)（A2、B2、C2、D2）對(duì)結(jié)果影響是極顯著的，交互項(xiàng)AB、AD和BD對(duì)結(jié)果影響顯著。2.4 顯著因素水平優(yōu)化利用Design-Expert8.0.5.0軟件根據(jù)回歸方程進(jìn)行響應(yīng)面分析，繪制多因素對(duì)沉淀率交互影響的響應(yīng)面圖，結(jié)果如圖1所示，以便進(jìn)一步研究相關(guān)變量之間的交互作用以及確定最優(yōu)點(diǎn)。通過(guò)對(duì)圖1響應(yīng)面交互趨勢(shì)圖進(jìn)行分析，可以看出響應(yīng)值存在最大值。雖然沉淀率越大，凝固型酸奶越穩(wěn)

28、定，但考慮到風(fēng)味、口感、粘度，酸度適宜等綜合因素，利用Design-Expert8.0.5.0軟件分析計(jì)算，最終得到酸奶沉淀率預(yù)測(cè)值最佳時(shí)的發(fā)酵條件：沙米漿添加量6.58%，人參果汁11.84%，加糖量7.20%，接種量4.20%，預(yù)測(cè)值為59.29%?？紤]到實(shí)際配制的方便，將各因素條件修正為：沙米漿添加量6.6%，人參果汁11.8%，加糖量7.2%，接種量4.2%。為了驗(yàn)證模型預(yù)測(cè)的準(zhǔn)確性，在修正條件下對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行3次驗(yàn)證實(shí)驗(yàn)，測(cè)得酸奶沉淀率的平均值為58.69%，與理論預(yù)測(cè)值吻合得很好，表明模型合理有效。圖1 多因素對(duì)沉淀率的交互影響的響應(yīng)面圖Fig.1 The picture of r

29、esponse surface diagram on interaction of various factors3 結(jié)論采用Plackett-Burman（PB）設(shè)計(jì)、最陡爬坡試驗(yàn)、響應(yīng)面法，確定沙米人參果復(fù)合酸奶的最佳生產(chǎn)工藝參數(shù)為：沙米漿添加量6.6%，人參果汁添加量11.8%，加糖量7.2%，接種量4.2%。沙米人參果復(fù)合酸奶沉淀率可達(dá)58.69%。因此，利用響應(yīng)面分析方法對(duì)沙米人參果復(fù)合酸奶的生產(chǎn)工藝進(jìn)行優(yōu)化，可以獲得最優(yōu)的工藝參數(shù)，能有效的減少工藝操作的盲目性，從而為進(jìn)一步的實(shí)驗(yàn)研究打好基礎(chǔ)。參考文獻(xiàn)：1 張建農(nóng), 趙繼榮, 李計(jì)紅. 沙米種子營(yíng)養(yǎng)成分的測(cè)定與分析J. 草業(yè)科學(xué), 2006, 23(6): 77-79.2 任文明, 劉雪峰, 倪春梅. 毛烏素沙漠天然沙米營(yíng)養(yǎng)成分的分析J. 內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào), 2005, 26(2): 88-90.3 張林瑞. 人參果的營(yíng)養(yǎng)價(jià)值與溫室栽培技術(shù)要點(diǎn)J. 甘肅科技, 2009, 2(1): 22-24.4 史軍花, 許向華, 趙國(guó)罡, 等. 響應(yīng)面法優(yōu)化Bacillus subtilis XH-13-UV3-8產(chǎn)葡萄糖-1-磷J. 食品工業(yè)科技, 2011, 18(4): 176-179.5 李炳學(xué), 葛海濤, 靳建忠, 等. 響應(yīng)面法優(yōu)化無(wú)色素產(chǎn)普魯蘭菌株UVMU