Page 93 - 《精细化工》2020年第3期

第 3 期 贾 昊，等: 聚乳酸降解菌的分离鉴定及其产酶和降解特性 ·511·

a—不同外源碳源；b—不同外源氮源

图 3 不同外源营养源对菌株 SD12 酶活的影响
Fig. 3 Different added nutrient sources on the activity of strain SD12

2.5 培养条件单因素优化 当 pH 在 5.1~9.1 时（图 4a），菌株 SD12 的蛋
不同培养条件对菌株 SD12 酶活的影响见图 4。 白酶活先增加后减少，在 pH 为 7.1 时达到最大值，
为 26.79 U/mL。这是由于 pH 过高或过低都会抑制
菌株生长及酶活所致，但相对来说，酶活的变化范
围不大，影响较小，可见菌株 SD12 对 pH 的适应性
较强。
当种子液接种量为 0.5~2.5 mL 时（图 4b），菌
株酶活出现先增加后减少的趋势，当接种量为 1.0 mL
时，菌株酶活最高，为 28.71 U/mL。当接种量为
0.5 mL 时，酶活较低。这可能是由于菌株 SD12 的
生长量低影响产酶所致。
温度对菌株 SD12 的酶活影响较明显（图 4c），
随着温度的升高，菌株 SD12 的酶活先增加后减少。
在温度为 32 ℃时，达到最高值 32.08 U/mL。结果
表明，温度过高或过低均会影响菌株的生命活动，
使得酶活降低。
2.6 响应曲面法优化产酶条件
运用 Design-Expert 10 软件，以蛋白酶活为响应
值，对 A（pH）、B（接种量）和 C（温度）这 3 个
培养条件进行三因素三水平的 Box-Behnken 实验设
计，设计结果与响应值如表 2 所示。
运用软件对 Box-Behnken 实验数据进行回归模
型方差分析，结果见表 3。对各因素进行二次多元
回归拟合，得到回归方程如下：蛋白酶活=31.92+
2
0.32A+0.25B–0.36C+0.31AB–0.21AC+0.41BC–1.04A –
2
2
0.17B –3.88C 。
由表 3 可知，该回归模型的 P<0.01，表明模型
2
显著，回归效果良好。其中，自变量 A、C、A 、C 2
对响应值影响显著，其他项的影响均不显著。失拟
项表示所用模型与实验的拟合程度，该项 P 值为
a—pH；b—种子液的接种量；c—温度
0.9177>0.05，因此检测结果与模型计算没有显著差
图 4 不同培养条件对菌株 SD12 酶活的影响 2
Fig. 4 Effect of strain SD12 on the enzyme activity under 异。回归方程的决定系数 R 为 0.9865，校正决定系
2
different culture conditions 数 R Adj 为 0.9691，可见此模型的拟合程度良好。