（4）裝液量對(duì)菌株MCDA02發(fā)酵產(chǎn)CDA的影響裝液量對(duì)菌株MCDA02生長(zhǎng)的影響如圖10，裝液量低于20％時(shí)，隨著裝液量的增加，菌株的產(chǎn)酶量逐漸升高，當(dāng)裝液量達(dá)到20％時(shí)，產(chǎn)酶量達(dá)到最高。裝液量繼續(xù)增大，菌株MCDA02的產(chǎn)酶量降低。
 

（5）接種量對(duì)菌株MCDA02發(fā)酵產(chǎn)CDA的影響接種量對(duì)菌株MCDA02生長(zhǎng)的影響如圖11，接種量在0.5％～4％之間時(shí)菌株都能比較好地產(chǎn)酶，相對(duì)酶活達(dá)到70％以上。接種量為1％時(shí)，菌株相對(duì)酶活最高。
 

（5）響應(yīng)面優(yōu)化發(fā)酵條件實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

從單因素中選取碳源、無機(jī)鹽和發(fā)酵培養(yǎng)基初始pH三個(gè)因素為因變量，運(yùn)用DesignofExperiments進(jìn)行三因素三水平響應(yīng)面實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，共計(jì)17個(gè)試驗(yàn)點(diǎn)的Box-Behnken響應(yīng)面分析試驗(yàn)(表2)。實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與響應(yīng)值結(jié)果，如表3。

運(yùn)用DesignofExperiments進(jìn)行方差分析和回歸分析(表3)，擬合得到回歸方程如下：

Y=-52.244+8.9515*A+279.125*B+10.807*C-30.5*A*B-0.64*A*C-2l*B*C-1.107*A2-817.5*B2-0.577*C2

由表4可知：模型P＜0.01，表明該方程模型極顯著，不同處理間的差異性極顯著；失擬項(xiàng)P＞0.05，表明模型失擬項(xiàng)不顯著l從F值的大小可以得到，一次項(xiàng)中各因素對(duì)幾丁質(zhì)脫乙酰酶酶活的影響順序是C＞A＞B，交互相對(duì)酶活影響的主次順序?yàn)锳C＞AB＞BC。模型的R2為0.9512，說明該模型能解釋95.12％響應(yīng)值的變化，因而該模型擬合程度良好，試驗(yàn)誤差小，可以用于預(yù)測(cè)最優(yōu)發(fā)酵條件參數(shù)。結(jié)果表明，最佳發(fā)酵條件為：木薯淀粉1.09％、ZnS0₄0.05％、pH7.86，預(yù)期酶活2.01U／mL。結(jié)合實(shí)際，我們將發(fā)酵條件調(diào)整為木薯淀粉1.1％、ZnSO₄0.05％、pH7.9。經(jīng)過后期驗(yàn)證測(cè)得酶活2.06U／mL。與預(yù)期基本符合。比優(yōu)化之前提高了1.41倍。優(yōu)化后菌株MCDA02發(fā)酵產(chǎn)CDA水平為2.06U／mL，低于部分報(bào)道的細(xì)菌發(fā)酵幾丁質(zhì)脫乙酰酶的發(fā)酵水平。

三、結(jié)論

從高公島采集的海泥中，篩選獲得了3株產(chǎn)幾丁質(zhì)脫乙酰酶菌株，菌株MCDA02發(fā)酵產(chǎn)酶水平最高。通過形態(tài)學(xué)特征、生理生化特性及16SrDNA分析將菌株MCDA02鑒定為Microbacteriumesteraromaticum。優(yōu)化獲得了菌株MCDA02的最佳發(fā)酵條件，優(yōu)化后酶活為2.01U／mL，較優(yōu)化前酶活1.43U／mL，提高了1.41倍。

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