4、響應(yīng)面實(shí)驗(yàn)結(jié)果分析

（1）響應(yīng)面模型建立

綜合單因素試驗(yàn)結(jié)果，采用DesignEXpertV8.0.6軟件對(duì)試驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行回歸分析，得出的回歸方程：Y=152.19-1.76A+8.50B+4.16C-2.24AB-2.13AC-3.24BC-9.46A_2-16.25B_2-3.99C₂。響應(yīng)面結(jié)果見表2。

在回歸方程中，各因素系數(shù)絕對(duì)值反映了對(duì)響應(yīng)值的影響程度，各因素系數(shù)的正負(fù)性可以反映影響的方向。試驗(yàn)回歸方程的二次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)值，表明響應(yīng)值具有極大值點(diǎn)，可進(jìn)行優(yōu)化分析，對(duì)所得回歸方程做顯著性檢驗(yàn)與方差分析，結(jié)果見表3。該模型的顯著性檢驗(yàn)p＜0.0001，R²=0.9904，說(shuō)明該模型高度顯著，方程可行性好，失擬項(xiàng)不顯著（p=0.1693），說(shuō)明了回歸模型和實(shí)際試驗(yàn)擬合充分，模型可行性和精確度高，可以用該模型對(duì)番茄紅素含量條件進(jìn)行分析預(yù)測(cè)。

（2）響應(yīng)面分析與優(yōu)化

料液比（A）、超聲富集時(shí)間（B）、超聲波輸出功率（C）對(duì)響應(yīng)值的影響大小可用的F值比較，F(xiàn)值越大，表明該因素的影響越顯著。F（A）=24.68，F(xiàn)（B）=578.17，F(xiàn)（c）=138.44，影響番茄紅素得率的各因素主次順序?yàn)椋撼暩患瘯r(shí)間＞超聲波輸出功率>料液比且超聲富集時(shí)間的影響達(dá)到差異極顯著的水平，超聲波輸出功率達(dá)到差異高度顯著，料液比達(dá)到差異顯著水平。

經(jīng)DesignExpertV8.0.6軟件處理，得到了料液比（A）、超聲富集時(shí)間（B）、超聲波輸出功率（C）交叉作用的響應(yīng)面圖和等高線圖。各因素交叉作用對(duì)番茄紅素得率的影響可由等高線圖看出來(lái)，等高線圖形的形狀可以直觀的反映出交叉影響的強(qiáng)弱，等高線中圓形代表作用不顯著，橢圓形代表作用顯著。

由圖6至圖8，為影響番茄紅素得率的各個(gè)因素之間的相互交互作用圖，結(jié)合表3可知，料液比、超聲富集時(shí)間、超聲波輸出功率之間無(wú)明顯的交互作用。

（3）最佳條件的確定及驗(yàn)證試驗(yàn)

根據(jù)得到的二次回歸方程，經(jīng)DesignExpertV8.0.6軟件處理，得到最優(yōu)富集參數(shù)條件為：料液比1∶5.83，超聲富集時(shí)間32.26min，超聲波輸出功率：211.88W。在這環(huán)境下，番茄紅素得率為154.29μg/g。根據(jù)實(shí)驗(yàn)操作性，調(diào)整工藝參數(shù)為：料液比1∶6，超聲富集時(shí)間30min，超聲波輸出功率200W。在此參數(shù)下進(jìn)行3組驗(yàn)證試驗(yàn)，取平均值得到試驗(yàn)數(shù)據(jù)為152.52μg/g，與理論值較為接近，RSD值為1.54％，結(jié)果表明本試驗(yàn)方法重復(fù)性良好?？梢娫撃Ｐ蜏?zhǔn)確可靠，利用該模型在實(shí)踐中進(jìn)行預(yù)測(cè)是可行的。

三、結(jié)論

在單因素試驗(yàn)的基礎(chǔ)上，采用Box—Behllken響應(yīng)面法，以番茄紅素含量為響應(yīng)值，對(duì)番茄皮渣中番茄紅素在核桃油中的富集工藝進(jìn)行優(yōu)化，最佳工藝條件為料液比1∶6，超聲富集時(shí)間30min，超聲波輸出功率200W。此時(shí)的平均番茄紅素得率為152.52μg/g，在核桃油中番茄紅素的含量為25.42μg/g。超聲波輔助方法重復(fù)性良好。根據(jù)二次回歸方程與響應(yīng)面交叉的圖，表明該模型對(duì)優(yōu)化番茄紅素含量的工藝可行。方法簡(jiǎn)便，富集番茄紅素含量較高。超聲波輔助提取技術(shù)是應(yīng)用于有效成分提取的新手段，具有提取條件溫和、能耗低、效率高等優(yōu)點(diǎn)。

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