響應(yīng)面法優(yōu)化隱甲藻產(chǎn)DHA的培養(yǎng)基

響應(yīng)面法優(yōu)化隱甲藻產(chǎn)DHA的培養(yǎng)基

梅志剛¹，王菊芳^2，*

（華南理工大學(xué)  生物科學(xué)與工程學(xué)院  廣東  廣州  510006）

摘要：利用響應(yīng)面法優(yōu)化隱甲藻產(chǎn)DHA的培養(yǎng)基，在8種因素的單因素實驗基礎(chǔ)上，采用Plackett-Burman設(shè)計篩選出葡萄糖和胰蛋白粉為顯著影響因子，維持其它組分濃度在低水平不變，對以上兩因子爬坡逼近最大響應(yīng)區(qū)域后利用中心組合設(shè)計和響應(yīng)面分析得到最高點和主要因子的濃度。優(yōu)化后的培養(yǎng)基組成為：葡萄糖30.54g/L, 胰蛋白粉5.03g/L，酵母粉4g/L，甘油20g/L，不添加MgCl₂和維生素溶液，其他組分同460培養(yǎng)基，在此培養(yǎng)基條件下，DHA產(chǎn)量達到907.54±1.02mg/L，是優(yōu)化前產(chǎn)量的2.48倍。

關(guān)鍵字：隱甲藻，DHA，響應(yīng)面

 

Response surface method for optimization of medium composition of Crypthecodinium.cohnii for DHA production

MEI Zhi-gang¹, WANG Ju-fang^2,*

Abstract: On the basis of single-factor experiments, eight factors were selected for response surface method for optimization of medium composition of Crypthecodinium cohnii. The results showed that glucose and tryptone were the significant factors by using Plackett-Burman design and other components were kept at the low concentration. Then the steepest ascent experiment was designed for the significant factors (glucose and tryptone) to reach the largest region, highest point and the concentrations of those significant factors were obtained by central composite experiments and response surface analysis. The optimized medium were as follows: glucose 30.54g/L, tryptone 5.03g/L,yeast 4g/L，glycerin 20g/L,without MgCl₂ and Vitamin solution, other components are the same with the 460 medium. After medium optimization, the DHA productivity was 907.54±1.02mg/L, as much as 2.48 times of that in primary medium.

Key words: crypthecodinium.cohnii; DHA; response surface

 

DHA(docosahexaenoic acid)是一種ω-3系列多不飽和脂肪酸，具有增強記憶，提高智力,降低血脂，調(diào)節(jié)免疫系統(tǒng)等功效，已經(jīng)應(yīng)用于臨床和流行病學(xué)和食品添加劑^[1,4]。20世紀80年代發(fā)現(xiàn)，隱甲藻具有較高的產(chǎn)DHA能力^[2]，脂肪酸積累量高于20%，DHA含量占總脂肪酸的30%~50%，是一種高效的DHA生產(chǎn)菌^[2,3]，來源于隱甲藻的DHA克服了傳統(tǒng)魚油DHA所帶有的魚腥味、富含EPA、成本高等缺點^[6]，美國哥倫比亞Mertek公司已用該菌種實現(xiàn)了規(guī)�；�生產(chǎn)。

 

雖然目前微藻生產(chǎn)DHA已工業(yè)化，但生物量和DHA的產(chǎn)量都相對較低^[3]，人們試圖用多種方法去提高DHA產(chǎn)量，有優(yōu)化光照條件，添加氧載體，尋找優(yōu)良培養(yǎng)基成分，改造油脂性能等^[4]如何實現(xiàn)隱甲藻的高密度發(fā)酵是DHA生產(chǎn)的關(guān)鍵，各種培養(yǎng)基對隱甲藻培養(yǎng)產(chǎn)DHA影響較大，培養(yǎng)基優(yōu)化是必要的^[4,5]。

 

發(fā)酵培養(yǎng)基是多成分，而且成分之間可能相互影響，單靠單因素和正交試驗很難很快得到較好較嚴密的結(jié)果。單因素，Plackett-Burman，最陡爬坡，中心組合設(shè)計和響應(yīng)面分析的依次設(shè)計是建立在多因素，多水平基礎(chǔ)上，突出重要因子，步步逼近最大響應(yīng)區(qū)，分析任何因子的一次項，平方項和任何兩個因子間的一級交叉作用項的數(shù)學(xué)模型，近年來在培養(yǎng)基優(yōu)化上使用很廣。本文采取了用響應(yīng)面的方法對培養(yǎng)基優(yōu)化，以期提高隱甲藻的生物量并提高DHA產(chǎn)量。

 

 

1.1藻種：Crypthecodinium. cohnii ATCC 30556 由中國熱帶農(nóng)業(yè)科學(xué)院熱帶生物研究所提供。

 

1.2培養(yǎng)基： 460（A₂E₆） 培養(yǎng)基(L^-1)如下：NaCl 23.48g，MgCl₂·6H₂O 10.63g，CaCl₂1.11g，Na₂SO₄3.92g，KCl 0.66g，NaHCO₃ 0.19g，H₃BO₃ 0.03g，SrCl₂·6H₂O 0.04g，Metal Mixture 3.0ml，F(xiàn)eCl₃·6H₂O 0.01g，甘油磷酸鈉0.15g，Tris Buffer 3.0g，Vitamin solution 1.0ml，K₂HPO₄ 0.01g，Glucose 3.0g，甘氨酸1.5g。其中Metal Mixture如下：EDTA1.0g，F(xiàn)eCl₃·6H₂O 0.05g，H₃BO₃ 1.0g，MnCl₂·6H₂O 0.15g，ZnCl₂ 0.01g，CoCl₂·6H₂O 0.005g，H₂O 100mL。Vitamin solution如下：Biotin 0.003g，Thiamine 1g，H₂O 1L。

 

 

1.3.1菌種活化，培養(yǎng)及收集：取4℃保藏的菌種10%接入裝液量5mL試管，25℃，150r/min培養(yǎng)兩天后5%接種量轉(zhuǎn)接到裝液量10mL的搖瓶，25℃，150r/min培養(yǎng)兩天作為實驗的種子液。種子液以5%接種量接入裝液量50mL的250mL搖瓶，25℃，150r/min培養(yǎng)5天收集菌體。10000r/min離心10min,蒸餾水清洗3次。-40℃，0.317帕，凍干稱量至恒重。

 

1.3.2 脂肪酸提取：改進的Bligh--Dyer法^[9,10]。

 

1.3.3脂肪酸甲脂化^[13]

 

1.3.3色譜檢測條件：采用Agilent 7890A氣相色譜儀，F(xiàn)ID檢測器，19091N-113 HP-INNOWAX毛細管柱(30 m×0.32 mm×0.25μm)；載氣為N₂，進樣口溫度250℃，檢測器溫度300℃。程序升溫，130℃保溫1 min，以5℃/min升溫到250℃保溫8 min，總運行時間33.00 min。

 

1.3.4計算方法^[11]：每個點做三次平行取平均值，數(shù)據(jù)處理和實驗設(shè)計分別在Excel和Minitab輔助下完成

 

1.4單因素實驗^[7]：以460medium為基礎(chǔ)，外加甘油，酵母粉，胰蛋白粉，乙醇，研究其中含量較多和重要的8種成分，為PB實驗設(shè)計作參考。

 

在單因素實驗基礎(chǔ)上，選取對DHA產(chǎn)量影響較大的8個因素，進行12次的Packett-Burman設(shè)計實驗，篩選出重要影響因子。

 

對篩選出的因子根據(jù)方程進行最陡爬坡設(shè)計，以坡的最高點作為后續(xù)中心組合的中心點。

 

根據(jù)Box-Behnken的中心組合原理，設(shè)計合適的水平，中心點重復(fù)多次，用Minitab軟件分析，對得到的理論最高點做3次重復(fù)驗證。

 

 

對葡萄糖，甘油，乙醇，胰蛋白粉，酵母粉，氯化鈉，氯化鎂，維生素溶液8因子進行單因素實驗。結(jié)果表明以上組分濃度分別為30(g/L)，20(g/L)，5(g/L)，5(g/L)，5(ml/L)，24g/L，10.4g/L，1ml/L時DHA產(chǎn)量分別達到最高為： 521.3±1.12(mg/L)，626.24±1.02(mg/L)，709.54±1.02(mg/L)，759.07±1.12(mg/L)， 812.78±1.12(mg/L)，835.32±0.98(mg/L)，855.77±1.02(mg/L)，860.12±1.00(mg/L)。依此為Packett-Burman設(shè)計合理的濃度水平，其中原始460培養(yǎng)基DHA產(chǎn)量365.48±1.12(mg/L)。

 

通過單因素實驗，所選8因子對菌體量和DHA產(chǎn)量都較大影響，利用PB兩水平對培養(yǎng)基8種成分進行考察，篩選重要因子，確定最佳方案，實驗設(shè)計見表1。

 

表1　PB試驗因素與水平

	A(g/L)	B(g/L)	C(g/L)	D(g/L)	E(ml/L)	F(g/L)	G(g/L)	H(ml/L)
	葡萄糖	甘油	酵母粉	胰蛋白粉	乙醇	氯化鈉	六水氯化鎂	Vitamin
-1	20	20	4	4	4	24	10.4	1
1	25	25	5	5	5	30	13	1.25

 

Packett-Burman實驗結(jié)果見表2，用Minitab軟件分析PB實驗見表3，在99%置信區(qū)間下，A(葡萄糖)和D（胰蛋白粉）為影響顯著因子。同時得到一次回歸模型方程：Y= 851.236 +11.049A+ 6.306B+5.993C+17.99D-2.23E -6.269F -1.051G +0.289H （1），復(fù)相關(guān)系數(shù)R²=99.16%，擬合很好，8個因子對響應(yīng)值的影響大小依次是：胰蛋白粉＞葡萄糖＞甘油＞氯化鈉＞酵母粉＞乙醇＞氯化鎂＞維生素溶液。

 

表2　PB試驗方案與結(jié)果

 

表3　因素影響效果分析

       *”表示在99%置信區(qū)間內(nèi)顯著

 

根據(jù)PB實驗可知，除了A(葡萄糖)和D（胰蛋白粉）以外，其他因子在99%的置信區(qū)間內(nèi)DHA產(chǎn)量沒有顯著影響，E（乙醇），G（六水氯化鎂），H（維生素溶液）效應(yīng)值非常小，可以不加，所以維持其他組分保持低水平，對A(葡萄糖)和D（胰蛋白粉）進行最陡爬坡。由表4可知，最優(yōu)條件在第五處理附近，因此以A(葡萄糖)濃度30g/l，D（胰蛋白粉）濃度5.0g/l作為后續(xù)響應(yīng)面實驗的中心點。  

 

表4  最陡爬坡實驗設(shè)計和結(jié)果

處理	A	D	DHA(mg/L)
1	22	4.2	850.30±1.12
2	24	4.4	855.92±1.20
3	26	4.6	859.01±0.90
4	28	4.8	882.53±1.02
5	30	5.0	895.14±1.58
6	32	5.2	890.76±1.01
7	34	5.4	885.60±1.03
8	36	5.6	870.46±1.08
9	38	5.8	848.72±1.06
10	40	6.0	814.23±1.01

 

根據(jù)爬坡試驗得到的中心點,對A和B進行中心試驗組合設(shè)計。為使擬合方程具有旋轉(zhuǎn)性和通用性,中心點重復(fù)5次，星號臂長γ= 1.414。自變量水平及編碼見表5，試驗設(shè)計及結(jié)果見表6 。        

             

表5  中心組合實驗的變量和水平

因子（g/L）	水平
	-1.414	-1	0	1	1.414
A(葡萄糖)	27.2	28	30	32	32.8
D（胰蛋白粉）	4.78	4.8	5	5.2	5.52

 

表6　中心組合試驗設(shè)計及試驗結(jié)果

 

　                圖1 響應(yīng)面分析法(A,D)立體分析圖A和相應(yīng)的等高線圖B

 

通過Minitab軟件分析，各個因子的的偏回歸系數(shù)估計值及方差分析結(jié)果見表7

 

表7　回歸方程中回歸系數(shù)的估計值及方差分析

項	系數(shù)	T	P
常量	907.003	1632.109	＜0.0001*
A	5.352	12.182	＜0.0001*
D	2.977	6.776	0.0003*
A*A	-9.258	-19.650	＜0.0001*
D*D	-6.439	-13.666	＜0.0001*
A*D	-3.291	-5.297	0.0011*

              *”表示在99%置信區(qū)間內(nèi)顯著

 

由此表可得到擬合的全變量編碼水平的二次回歸方程為:

Y=907.003+5.352A+2.997D-9.258A²-6.439D²-3.291A*D  （2）

該模型方程相關(guān)系數(shù)R²=0.9906，擬合很好。二次項,一次項和交叉項都影響顯著。二次項系數(shù)為負，說明拋物面開口向下，有最大值。為了更直觀地描述兩因子對響應(yīng)值的影響，做出模型（2）的等高線和曲面圖（圖1）。由此確定的A(葡萄糖)和D(胰蛋白粉)最佳濃度為30.54g/L和5.03g/L，DHA產(chǎn)量最大907.94mg/L。為了證實預(yù)測值和真實值之間的擬合程度，以預(yù)測濃度再做三次重復(fù)驗證，生物量和DHA平均值為8.91±0.11g/L，907.54 ±1.02 mg/L擬合良好。從而確定最佳培養(yǎng)基的組成為30.54g/L，甘油20g/L，胰蛋白粉5.03 g/L，酵母粉4 g/L，不添加氯化鎂和維生素，其他組分濃度同460培養(yǎng)基。

 

 

1原始的460培養(yǎng)基隱甲藻的生物量和DHA產(chǎn)量分別是3.32±0.12（g/L），365.48±1.12(mg/L)，通過培養(yǎng)基相關(guān)成分的篩選，得到一次擬合方程Y= 851.236 +11.049A+ 6.306B+5.993C+17.99D-2.23E -6.269F -1.051G +0.289H。所選的8種成分里葡萄糖和胰蛋白粉是顯著影響因子，該結(jié)果與相關(guān)文獻^[11,13]的報道一致。

 

2對篩選的顯著效應(yīng)因子葡萄糖和胰蛋白粉進行爬坡實驗，不添加乙醇，氯化鎂，維生素溶液，其他因子濃度保持在低水平，在處理5達到最大，此時葡萄糖和胰蛋白胨濃度分別為30g/L和5g/L，隱甲藻生物量和DHA產(chǎn)量分別達到8.88±0.24（g/L），895.14±1..58（mg/L），并以此為后續(xù)中心組合設(shè)計的中心點。

 

3根據(jù)Box-Behnken設(shè)計，確定2因素3個水平得到實驗數(shù)據(jù)利用Minitab分析，得到回歸方程：Y=907.003+5.352A+2.997D-9.258A²-6.439D²-3.291AD，該方程擬合良好，求解出葡萄糖和胰蛋白粉的濃度為30.54g/L，5.03g/L, DHA產(chǎn)量理論值為907.94mg/L。為了證實預(yù)測值和真實值之間的擬合程度，以預(yù)測濃度再做三次平行，生物量和 DHA分別為8.91±0.11g/L和907.54±1.02 mg/L，分別是優(yōu)化前2.68和2.48倍，與理論值擬合良好，說明有實際指導(dǎo)作用。

 

4通過單因素，PB，最陡爬坡，Box-Behnken中心組合的依次設(shè)計的實驗比純粹的單因素和正交實驗在理論水平上精細，嚴密，這樣可以逐漸縮小優(yōu)化范圍，快速接近優(yōu)化點而且能準確地用方程描述最佳控制條件^[14]。

 

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