方案1
全文
胭脂Capozzoli1圭多加利亞尼2 *弗朗西斯科·Ricot1阿爾貝托Terraneo1
1Actygea srl, insubria生物方舟，Via Roberto Lepetit, 34, 21040 Gerenzano VA，意大利2Gleaner srls，經舊金山，5,01010，法爾內塞，佛蒙特州，意大利
*通訊作者:Guido Galliani, Gleaner srls，經聖弗朗西斯科，5,01010，法爾內塞佛特，意大利，電話:0039 347 49 33 373;電子郵件:guidogalliani8@gmail.com
蠟酯是脂肪酸和脂肪醇的酯，是一種脂類，在人體中的代謝和吸收表現出兩種不同的描述。一方麵，它們被描述為不可消化的物質，例如鯨腦和荷荷巴油。另一方麵，它們是魚子的主要成分，因此，它們目前是世界各地傳統食品的一部分。此外，一種富含蠟酯的油Calanus finmarchicus最近已經投入商業使用。本文描述了三種不同的脂肪酶(豬胰腺脂肪酶)催化兩種不同的蠟酯水解的競爭動力學。假絲酵母茶樹菇脂肪酶,南極假絲酵母脂肪酶。以金槍魚油和沙丁魚油為原料，分別用乙酯與苯乙烯醇和油醇縮合合成蠟酯。多元回歸分析表明，表觀常數k應用程序都與酸的雙鍵的長度和數量有關。這些值越高，水解速率越高。這不受脂肪酒精部分的影響。從三種脂肪酶中也得到了類似的結果。對於豬胰腺脂肪酶，相關性采用k的形式rel水解= 0.0222數控酸+ 0.0571 n∆酸,其中n∆酸為脂肪鏈中碳原子數，n∆酸為同一鏈中C-C雙鍵數。為了闡明不同蠟酯的消化率差異，我們將對結果進行討論。
蠟酯;消化率;脂酶;水解;動力學;多不飽和脂肪酸
蠟酯是一類脂類，以脂肪酸酯和脂肪醇為特征。直到不久以前，蠟酯整體上名聲不好。鯨腦油，荷荷巴油，橙色粗油是蠟酯的典型例子，迄今為止，他們是已知的局部使用，主要是為了美容目的。然而，同樣眾所周知的是，這些產品不應該攝入，否則會造成非常不愉快的後果，如惡心、腹瀉和脂肪過多。有幾篇論文致力於研究蠟酯在動物體內的吸收和消化過程[1-8]。然而，關於脂肪酶作用下蠟酯的結構-反應關係的研究仍然缺乏。我們認為，對任何可能的結構-反應關係的調查可能有助於理解下麵報告的一些矛盾的觀察結果。幾年前，我們啟動了一個項目，目的是了解一些相互矛盾的數據。自古以來，人們就知道魚子(魚卵)是一種食物。這可能發生在魚子本身(魚子醬，圓頭魚魚子)或經過一些處理(意大利bottarga，希臘taramosalata，日本karasumi，斯堪的納維亞Lysekils kaviar)。 Moreover, it was known that wax esters are an important constituent of roe, in some instances the majority component. In spite of this, no concern had ever been raised as to edibility or side effects of such products. The first results in analysing wax esters from several roe-based foods showed that polyunsaturated fatty acids were a very important component of the acidic moiety [9,10]. Successive results from other research groups confirmed our original results [11-13]. These findings partially supported substantiating the launch of a new commercial product, Calanus®從橈足類動物身上提取的油Calanus finmarchicus富含蠟酯和歐米伽-3多不飽和酸[14]。
從這些事實可以推斷，蠟酯一詞隻是一個粗略的化學定義。在這類脂質中包括不同的分子。其中一些本質上是飽和分子，可能是為了幫助浮力和儲存能量。其他分子代表了一種更複雜的新陳代謝，還沒有被完全理解。根據這一假設，當攝入蠟酯時，差異很可能反映在代謝命運上。
這項工作的目的是:
- 將不富含PUFA(多不飽和脂肪酸)的金槍魚和沙丁魚乙酯與二種脂肪醇(C22:0)和油醇(C18:1)分別冷凝製備蠟酯。通過使用金槍魚和沙丁魚油乙酯，我們得到了兩組獨立的遊離脂肪酸片段，這允許對該片段的任何持有結構反應性進行統計分析。將這種乙酯與兩種不同的脂肪醇縮合得到同樣的效果(兩個獨立的脂肪醇);
- 水解三種不同脂肪酶得到的兩種蠟酯，其中豬胰腺脂肪酶作為人胰腺脂肪酶的模型;
- 對未反應蠟酯中遊離脂肪酸的含量進行分離分析;
- 確定各對脂肪酸-脂肪醇水解的相對表觀速率常數;
- 考察表觀速率常數集與脂肪酸-脂肪醇偶對的某些性質，即脂肪酸的鏈長、不飽和鏈數與脂肪醇(包括癸二醇和油醇)性質之間的關係。此外，我們的目標是利用這種關係，如果有的話，了解蠟酯的消化率的差異。
- 用豬胰腺脂肪酶作為人胰腺脂肪酶的模型。另外還加入了兩種來自微生物源的脂肪酶，以確定不同來源的脂肪酶是否存在類似的結構-反應性關係。
方案1描述了用於製備蠟酯的合成、與脂肪酶的反應以及所進行的分離
以金槍魚油的二十二醇和乙酯為原料製備蠟酯(產品WE-C22:0-TU):在100ml圓底燒瓶中，將5 g 90%的二十二醇(商品名Lanette 22)與5 g脫酸金槍魚油乙醇解得到的幹乙酯混合。加入0.25 mL 22%的乙醇乙酸鈉溶液。燒瓶連接到真空(20毫米/汞柱)，混合物在90°C攪拌下加熱，由此乙醇開始蓬勃發展。保持這個溫度12小時後，斷開真空，在20°C冷卻混合物，溶解在25ml氯仿中。然後用50ml的7%檸檬酸溶液(w/w)洗滌溶液，分離，再用50ml水洗滌。最後，油相蒸發並在80°C的旋轉蒸發器上減壓幹燥。采用薄層色譜(TLC)矽膠板進行分析，洗脫體係:正己烷/乙酸乙酯19:1，噴塗磷脂類試劑染色，100℃加熱10分鍾)。TLC顯示R部位有3個斑點f0.79、0.55和0.13分別對應蠟酯、乙酯和脂肪醇，由於乙酯的斑點比其他兩種更不明顯。采用柱層析法製備了純蠟酯。將原料溶解在30 mL正己烷/乙酸乙酯39:1 v/v的混合物中。溶液加載在一個柱上(內徑7.0 cm，高60.0 cm)，填充500g矽膠(高純級，Daisil級636，孔徑60 Å， 35 - 60目粒徑，目錄號236802,Sigma Aldrich)，用5.0 L的正己烷/乙酸乙酯混合物39:1 (v/v)調節。然後，通過收集100毫升餾分，混合物被用於調節柱的相同溶劑洗脫。收集含有純蠟酯(TLC)的餾分，在減壓下蒸發。得到約7 g的純蠟酯(WE-22:0-TU)。
以魚油中的油醇和乙酯為原料製備蠟酯(產品WE-C18:1-FI):用10克90%的油醇(商品名羅凡諾)和10克脫酸沙丁魚油乙醇解得到的幹乙酯重複同樣的步驟。得到約7 g的純蠟酯(WE-18:1-FI)。
豬胰腺脂肪酶水解蠟酯的研究製備了以下試劑:A:蠟酯;B: 3m氯化鈉溶液(100ml去離子水氯化鈉);C: 1.5%(重量/體積)牛磺膽酸鈉溶液(25毫升去離子水，使用牛磺膽酸鈉鹽，Sigma Prod號。t - 4009);D: 75mm氯化鈣溶液2)(25毫升的去離子水使用氯化鈣，二水合物);E: 10mm氫氧化鈉溶液-標準(NaOH)(50毫升冷去離子水使用氫氧化鈉);F: 5毫米氯化鈣溶液(25毫升去離子水使用氯化鈣，二水合物);G:脂肪酶溶液(Sigma Aldrich脂肪酶II型，代碼:L3126-25G, 20%蛋白質，500 U/ G蛋白質。該溶液在使用前立即準備好，作為含有500 mg脂肪酶的懸浮液，在2.0 mL的冷試劑f中，這個量相當於250 U的脂肪酶)。水解過程如下:將去離子水750µL, a試劑350 mg, B試劑210µL, C試劑210µL, D試劑100µL，移液到合適的容器中製備反應混合物。用試劑e攪拌混合，37°C調整至pH 8.0, 37°C平衡後，加入2.0 mL試劑G。攪拌4小時後停止。混合物用20ml水稀釋，用20ml氯仿提取。氯仿部分在紙過濾器上過濾，用20毫升水洗滌，在80°C的Rotavapor上減壓幹燥。 TLC under the same conditions described before (n-hexane-ethyl acetate 19:1) showed the spots due to non-reacted wax ester, fatty alcohols, and a spot at Rf0.06，對應遊離脂肪酸。
白念珠菌脂肪酶水解蠟酯的研究將200 mg蠟酯溶於20 mL正己烷中。脂肪酶OF(商標)被使用(Sangyo，來自假絲酵母茶樹菇，活度:36萬U/g)。脂肪酶100 mg，相當於36.000 U，溶於20 mL水中。pH值為6.5。將兩種溶液混合，兩相體係在37°C攪拌18小時。然後加入60毫升水，在80°C加熱混合物。30℃冷卻後，用氯仿(2 × 20 mL)提取混合物。收集有機相，用水(2 × 20 L)衝洗，用紙質濾網過濾，去除乳化物質，80°C減壓幹燥至恒重。
蠟酯水解南極假絲酵母脂肪酶:將200 mg蠟酯溶於20 mL正己烷中。脂肪酶NOVOCOR AD L(商標，Novozymes，來自Candida Antarctica，水溶液，活性6000 U/g)將100 mg脂肪酶(600 U)稀釋在20 mL水中。將兩種溶液混合，兩相體係在37°C攪拌18小時。pH值為6.7。然後加入60毫升水，在80°C加熱混合物。30℃冷卻後，用氯仿(2 × 20 mL)提取混合物。收集有機相，用水(2 × 20 L)衝洗，用紙質濾網過濾，去除乳化物質，80°C減壓幹燥至恒重。
未反應蠟酯的測定:本文描述了在同一高效液相色譜柱[15]上分離極性和非極性脂類的方法。HPLC(高效液相色譜)使用惠普係列1050，並配有蒸發光散射檢測器(ELSD) Bischoff 3000 (Leonburg, Germany)。分離用的是鉻石®性能柱(Millipore，德國)二氧化矽，100毫米長，4.6毫米內徑。對每個油樣品，在氯仿甲醇2:1 (v/v)中製備第一溶液，精確濃度為200µg/mL。所用溶劑為:2,2,4-三甲基戊烷，乙酸乙酯和2-丙醇，所有Chromasolv，來自Sigma-Aldrich (Saint Louis, USA);丙酮LiChrosolv®，乙醇胺MSynth®，都來自默克公司(達姆施塔特，德國);醋酸puriss。ACS試劑來自霍尼韋爾(Seelze, Germany)。結果與WE的校準曲線進行了比較。圖1顯示了一個典型的分離模式。
圖1:典型的高效液相色譜分離蠟酯(主峰在左邊)，脂肪醇(主峰在中央)和遊離脂肪酸(主峰在右邊)。
未反應蠟酯的分離:HPLC分析後，將150 mg反應混合物溶解在2.0 mL正己烷中。該溶液應用於矽膠(13.0 g)柱的頂部，與250 mL正己烷/乙酸乙酯混合物19:1 (v/v)調節。然後用用於調理的相同溶劑混合物對混合物進行洗脫。收集12 mL餾分。在薄層色譜中顯示蠟酯點聚集在一起，並在減壓下蒸發。
水解後初始蠟酯和未反應蠟酯脂肪酸組成分析:對前麵所述的合成的純化產物和未被脂肪酶水解的殘餘蠟酯進行了相同的處理。根據以下程序進行分析:將約150 mg的純初始蠟酯或根據前一程序純化的未反應蠟酯懸浮在5 mL的3n幹氯化氫甲醇中，由甲醇中反應一定量的乙酰氯得到。懸浮液在螺旋蓋的小瓶中製備，然後關閉，放在90°C的浴缸中3小時，偶爾攪拌。這段時間後，得到的溶液在60°C冷卻，並倒入30毫升水。用氯仿(2 × 20 mL)提取得到的混合物。收集有機相，用水(2 × 20 mL)衝洗，80°C減壓蒸發至恒重。殘渣溶解在2.0 mL正己烷中。該溶液應用於矽膠(13.0 g)柱的頂部，與250 mL正己烷/乙酸乙酯混合物19:1 (v/v)調節。然後用用於調理的相同溶劑混合物對混合物進行洗脫。收集12 mL餾分。 Fractions containing methyl esters were put together and evaporated under reduced pressure. Fatty acid methyl esters were then analysed by GC. Column: Agilent CP-WAX 52 CB. Length 25 m, 0.25 mm ID. 0.20 µm film thickness. Carrier: helium. Injector temperature: 250°C. FID detector temperature: 270°C Gradient: hold 1 minute at 90°C, then raise temperature at a rate of 30°C/min to 150°C, then raise temperature at a rate of 3°C/min to 225°C, finally hold this temperature for 7 minutes. Injection volume 1 µL of a solution of the sample in isooctane, at a concentration of 150 µg/mL. Values obtained from three analyses gave area percentages within an error of ± 1.5% calculated over total areas. A typical chromatogram is shown in figure 2.
圖2:金槍魚油和二十二醇蠟酯的典型色譜圖
對未反應蠟酯和部分水解蠟酯的酸組分進行氣相色譜分析，發現19個主要峰，每個峰的麵積均大於3%。其他小峰加起來不到總麵積的15%。將19個主要峰的絕對麵積(mV*sec)相加，得到總總和S。每個主要峰的麵積通過用實際麵積除以總和S歸一化，以百分比表示。表1-6在第一列中列出了這19種主要脂肪酸。第二列報告起始蠟酯中這些脂肪酸的歸一化麵積百分比。第三列報告在適當的反應時間後，未反應的蠟酯中發現的相同脂肪酸的歸一化麵積百分比。兩種微生物脂肪酶的時間為18小時，豬胰腺脂肪酶的時間為4小時。
| 開始WE: WE- c22:0- tu殘差WE: 0,71 | 脂肪酶:圓柱菌脂肪酶 | |||||
| 名聲 | % t區0 | 麵積% 18 h | 修正麵積% 18 h | 三角洲地區% | k應用程序t =δ/區域0 | k應用rel |
| C14:0 | 6、1 | 7 | 5 | 1, - 1 | 0, 18 | 0, 2 |
| C14:1(存在) | 0, 4 | 0, 3 | 0, 2 | 0, 2 | 0、5 | 0、7 |
| C15:0 | 1 | 1、2 | 0、9 | 0 1 | 0 1 | 0 1 |
| 0 | 18日,1 | 21日6 | 15日3 | 2、8 | 0, 15 | 0, 2 |
| C16:1 (n-7) | 6、1 | 6、6 | 4、7 | 1，4 | 0, 23 | 0, 3 |
| C18:0 | 4、3 | 5 | 3、6 | 0、7 | 0, 16 | 0, 2 |
| C18:1 (n - 9) | 14 | 15日3 | 10、9 | 3、1 | 0, 22 | 0, 3 |
| C18:1 (n-7) | 2，2 | 2、3 | 1、6 | 0, 6 | 0, 27 | 0, 4 |
| C18:2 (n-6) | 2、1 | 2，2 | 1、6 | 0、5 | 0, 24 | 0, 3 |
| C18:3 (n - 3) | 1、2 | 1、3 | 0、9 | 0, 3 | 0, 25 | 0, 3 |
| C18:4 (n - 3) | 2、5 | 2，4 | 1、7 | 0,8 | 0, 32 | 0, 4 |
| C20:0 | 1, - 1 | 1、2 | 0、9 | 0, 2 | 0, 18 | 0, 2 |
| C20:1 (n - 11) | 1、3 | 0、9 | 0, 6 | 0、7 | 0, 54 | 0、7 |
| C20:4 (n-6) | 1 | 1 | 0、7 | 0, 3 | 0, 3 | 0, 4 |
| C20:4 (n - 3) | 0、9 | 0、7 | 0、5 | 0, 4 | 0, 44 | 0, 6 |
| C20:5 (n - 3) | 13日,1 | 10、4 | 7、4 | 5、7 | 0, 44 | 0, 6 |
| C22:5 (n-6) | 2，4 | 0,8 | 0, 6 | 1, 8 | 0, 75 | 1 |
| C22:5 (n - 3) | 2、8 | 1, - 1 | 0,8 | 2 | 0, 71 | 0、9 |
| C22:6 (n - 3) | 19日,3 | 18日8 | 13日,3 | 6 | 0, 31 | 0, 4 |
表1:金槍魚油和二十二醇未反應蠟酯中脂肪酸的分析。白念珠菌脂肪酶。第2列顯示水解前的FFA含量。第3列顯示18小時後的FFA。轉換100 - 71 = 29%。其他列顯示數據細化。
| 起始WE: WE- c22:0- tu剩餘WE: 0,5 | 脂肪酶:豬胰腺脂肪酶 | |||||
| 名聲 | % t區0 | 麵積% 4 h | 修正麵積% 4 h | 三角洲地區% | k應用程序t =δ/區域0 | k應用rel |
| C14:0 | 6、1 | 9日,6 | 4、8 | 1、3 | 0, 21 | 0, 2 |
| C14:1(存在) | 0, 4 | 0, 3 | 0, 2 | 0, 2 | 0、5 | 0、5 |
| C15:0 | 1 | 1 | 0、5 | 0、5 | 0、5 | 0、5 |
| 0 | 18日,1 | 27日,5 | 13日8 | 4、3 | 0, 24 | 0, 3 |
| C16:1 (n-7) | 6、1 | 11日,3 | 5、7 | 0, 4 | 0, 07年 | 0 1 |
| C18:0 | 4、3 | 6、3 | 3、2 | 1, - 1 | 0, 26 | 0, 3 |
| C18:1 (n - 9) | 14 | 14日8 | 7、4 | 6、6 | 0, 47 | 0、5 |
| C18:1 (n-7) | 2，2 | 4, 4 | 2，2 | 0 | 0 | 0 |
| C18:2 (n-6) | 2、1 | 1、7 | 0、9 | 1、2 | 0, 57 | 0, 6 |
| C18:3 (n - 3) | 1、2 | 0、7 | 0, 4 | 0,8 | 0, 67 | 0、7 |
| C18:4 (n - 3) | 2、5 | 1、9 | 1 | 1、5 | 0, 6 | 0, 6 |
| C20:0 | 1, - 1 | 1、2 | 0, 6 | 0、5 | 0, 45 | 0、5 |
| C20:1 (n - 11) | 1、3 | 0, 3 | 0, 2 | 1, - 1 | 0, 85 | 0、9 |
| C20:4 (n-6) | 1 | 0,8 | 0, 4 | 0, 6 | 0, 6 | 0, 6 |
| C20:4 (n - 3) | 0、9 | 0, 6 | 0, 3 | 0, 6 | 0, 67 | 0、7 |
| C20:5 (n - 3) | 13日,1 | 10、5 | 5、3 | 7、8 | 0, 6 | 0, 6 |
| C22:5 (n-6) | 2，4 | 0, 2 | 0 1 | 2、3 | 0, 96 | 1 |
| C22:5 (n - 3) | 2、8 | 0、9 | 0、5 | 2、3 | 0, 82 | 0、9 |
| C22:6 (n - 3) | 19日,3 | 5，9 | 3. | 16日,3 | 0, 84 | 0、9 |
表2:金槍魚油和二十二醇未反應蠟酯中脂肪酸的分析。豬胰脂肪酶。第2列顯示水解前的FFA含量。第3列顯示4小時後的FFA。轉換100 - 50 = 50%。其他列顯示數據細化(參見討論)。
| 起始WE: WE- c22:0- tu殘留WE: 0,65 | 脂肪酶:南極假絲酵母 | |||||
| 名聲 | % t區0 | 麵積% 4 h | 修正麵積% 18 h | 三角洲地區% | k應用程序t =δ/區域0 | k應用rel |
| C14:0 | 6、1 | 8、9 | 5、8 | 0, 3 | 0, 05年 | 0 1 |
| C14:1(存在) | 0, 4 | 0、5 | 0, 3 | 0 1 | 0, 25 | 0, 3 |
| C15:0 | 1 | 1、5 | 1 | 0 | 0 | 0 |
| 0 | 18日,1 | 27日7 | 18 | 0 1 | 0 01 | 0 |
| C16:1 (n-7) | 6、1 | 9、3 | 6 | 0 1 | 0, 02年 | 0 |
| C18:0 | 4、3 | 6、3 | 4、1 | 0, 2 | 0, 05年 | 0 1 |
| C18:1 (n - 9) | 14 | 20日,6 | 13、4 | 0, 6 | 0, 04 | 0 |
| C18:1 (n-7) | 2，2 | 3. | 2 | 0, 2 | 0, 09年 | 0 1 |
| C18:2 (n-6) | 2、1 | 2，2 | 1，4 | 0、7 | 0, 33 | 0, 3 |
| C18:3 (n - 3) | 1、2 | 0、9 | 0, 6 | 0, 6 | 0、5 | 0、5 |
| C18:4 (n - 3) | 2、5 | 0、9 | 0, 6 | 1、9 | 0, 76 | 0,8 |
| C20:0 | 1, - 1 | 1、5 | 1 | 0 1 | 0, 09年 | 0 1 |
| C20:1 (n - 11) | 1、3 | 0, 3 | 0, 2 | 1, - 1 | 0, 85 | 0、9 |
| C20:4 (n-6) | 1 | 0、5 | 0, 3 | 0、7 | 0、7 | 0、7 |
| C20:4 (n - 3) | 0、9 | 0 | 0 | 0、9 | 1 | 1 |
| C20:5 (n - 3) | 13日,1 | 4、7 | 3、1 | 10 | 0, 76 | 0,8 |
| C22:5 (n-6) | 2，4 | 0, 2 | 0 1 | 2、3 | 0, 96 | 1 |
| C22:5 (n - 3) | 2、8 | 0, 4 | 0, 3 | 2、5 | 0, 89 | 0、9 |
| C22:6 (n - 3) | 19日,4 | 5，9 | 3、8 | 15、6 | 0,8 | 0,8 |
表3:金槍魚油和二十二醇未反應蠟酯中脂肪酸的分析。脂肪酶的南極假絲酵母．第2列顯示水解前的FFA含量。第3列顯示18小時後的FFA。轉化率為10065 =35%。其他列顯示數據細化(參見討論)。
| 開始WE: WE- c18:1- fi殘差WE: 0,75 | 脂肪酶:圓柱菌脂肪酶 | |||||
| 名聲 | % t區0 | 麵積% 18 h | 修正麵積% 18 h | 三角洲地區% | k應用程序t =δ/區域0 | k應用rel |
| C14:0 | 9日,6 | 10 | 7、5 | 2、1 | 0, 22 | 0, 3 |
| C14:1(存在) | 0、9 | 1 | 0,8 | 0 1 | 0, 11 | 0 1 |
| C15:0 | 1、2 | 0、9 | 0、7 | 0、5 | 0, 42 | 0、5 |
| 0 | 21日6 | 25、5 | 19日,1 | 2、5 | 0, 12 | 0 1 |
| C16:1 (n-7) | 11日,4 | 11 | 8、3 | 3、1 | 0, 27 | 0, 3 |
| C18:0 | 4 | 5、1 | 3、8 | 0, 2 | 0, 05年 | 0 1 |
| C18:1 (n - 9) | 12、5 | 12日,7 | 9、5 | 3. | 0, 24 | 0, 3 |
| C18:1 (n-7) | 3、9 | 4、1 | 3、1 | 0,8 | 0, 21 | 0, 3 |
| C18:2 (n-6) | 1、6 | 1、6 | 1、2 | 0, 4 | 0, 25 | 0, 3 |
| C18:3 (n - 3) | 0、9 | 0、7 | 0、5 | 0, 4 | 0, 44 | 0、5 |
| C18:4 (n - 3) | 2、7 | 2、3 | 1、7 | 1 | 0, 37 | 0, 4 |
| C20:0 | 0, 6 | 0,8 | 0, 6 | 0 | 0 | 0 |
| C20:1 (n - 11) | 1, 8 | 0, 4 | 0, 3 | 1、5 | 0, 83 | 1 |
| C20:4 (n-6) | 1, - 1 | 1 | 0,8 | 0, 3 | 0, 27 | 0, 3 |
| C20:4 (n - 3) | 0,8 | 0、7 | 0、5 | 0, 3 | 0, 38 | 0、5 |
| C20:5 (n - 3) | 15日,4 | 13日,1 | 9、8 | 5、6 | 0, 36 | 0, 4 |
| C22:5 (n-6) | 0, 6 | 0, 3 | 0, 2 | 0, 4 | 0, 67 | 0,8 |
| C22:5 (n - 3) | 0、9 | 0, 4 | 0, 3 | 0, 6 | 0, 67 | 0,8 |
| C22:6 (n - 3) | 9，1 | 8、5 | 6、4 | 2、7 | 0, 3 | 0, 4 |
表4:沙丁魚油和油醇未反應蠟酯中脂肪酸的分析。脂肪酶的假絲酵母茶樹菇．第2列顯示水解前的FFA含量。第3列顯示18小時後的FFA。轉換100 - 75 = 25%。其他列顯示數據細化(參見討論)。
| 開始WE: WE- c18:1- fi殘差WE: 0,54 | 脂肪酶:豬胰腺脂肪酶 | |||||
| 名聲 | % t區0 | 麵積% 4 h | 修正麵積% 4 h | 三角洲地區% | k應用程序t =δ/區域0 | k應用rel |
| C14:0 | 9日,6 | 9日,6 | 5、2 | 4, 4 | 0, 46 | 0、5 |
| C14:1(存在) | 0、9 | 0, 3 | 0, 2 | 0、7 | 078 | 0、9 |
| C15:0 | 1、2 | 1 | 0、5 | 0、7 | 0, 58 | 0、7 |
| 0 | 21日6 | 27日,5 | 14日,9 | 6、7 | 0, 31 | 0, 3 |
| C16:1 (n-7) | 11日,4 | 11日,3 | 6、1 | 5、3 | 0, 46 | 0、5 |
| C18:0 | 4 | 6、3 | 3、4 | 0, 6 | 0, 15 | 0, 2 |
| C18:1 (n - 9) | 12、5 | 14日8 | 8 | 4、5 | 0, 36 | 0, 4 |
| C18:1 (n-7) | 3、9 | 4, 4 | 2，4 | 1、5 | 0, 38 | 0, 4 |
| C18:2 (n-6) | 1、6 | 1、7 | 0、9 | 0、7 | 0, 44 | 0、5 |
| C18:3 (n - 3) | 0、9 | 0、7 | 0, 4 | 0、5 | 0, 56 | 0, 6 |
| C18:4 (n - 3) | 2、7 | 1、9 | 1 | 1、7 | 0, 63 | 0、7 |
| C20:0 | 0, 6 | 1、2 | 0, 6 | 0 | 0 | 0 |
| C20:1 (n - 11) | 1, 8 | 0, 3 | 0, 2 | 1、6 | 0, 89 | 1 |
| C20:4 (n-6) | 1, - 1 | 0,8 | 0, 4 | 0、7 | 0, 64 | 0、7 |
| C20:4 (n - 3) | 0,8 | 0, 6 | 0, 3 | 0、5 | 0, 63 | 0、7 |
| C20:5 (n - 3) | 15日,4 | 10、5 | 5、7 | 9、7 | 0, 63 | 0、7 |
| C22:5 (n-6) | 0, 6 | 0, 2 | 0 1 | 0、5 | 0, 83 | 0、9 |
| C22:5 (n - 3) | 0、9 | 0、9 | 0、5 | 0, 4 | 0, 44 | 0、5 |
| C22:6 (n - 3) | 9，1 | 5，9 | 3、2 | 5，9 | 0, 65 | 0、7 |
表5:沙丁魚油和油醇未反應蠟酯中脂肪酸的分析。豬胰脂肪酶。第2列顯示水解前的FFA含量。第3列顯示4小時後的FFA。轉換100 - 54 = 46%。其他列顯示數據細化(參見討論)。
| 開始WE: WE- c18:1- fi殘差WE: 0,63 | 脂肪酶:南極假絲酵母 | |||||
| 名聲 | % t區0 | 麵積% 18 h | 修正麵積% 4 h | 三角洲地區% | k應用程序t =δ/區域0 | k應用rel |
| C14:0 | 9日,6 | 10、2 | 6、4 | 3、2 | 0, 33 | 0, 4 |
| C14:1(存在) | 0、9 | 0, 3 | 0, 2 | 0、7 | 0, 78 | 0、9 |
| C15:0 | 1、2 | 1 | 0, 6 | 0, 6 | 0、5 | 0, 6 |
| 0 | 21日6 | 27日,6 | 17日4 | 4，2 | 0, 19 | 0, 2 |
| C16:1 (n-7) | 11日,4 | 12日6 | 7、9 | 3、5 | 0, 31 | 0, 3 |
| C18:0 | 4 | 6，2 | 3、9 | 0 1 | 0, 03 | 0 |
| C18:1 (n - 9) | 12、5 | 15日9 | 10 | 2、5 | 0, 2 | 0, 2 |
| C18:1 (n-7) | 3、9 | 4、8 | 3. | 0、9 | 0, 23 | 0, 3 |
| C18:2 (n-6) | 1、6 | 1、6 | 1 | 0, 6 | 0, 38 | 0, 4 |
| C18:3 (n - 3) | 0、9 | 0 1 | 0 1 | 0,8 | 0, 89 | 1 |
| C18:4 (n - 3) | 2、7 | 1、6 | 1 | 1、7 | 0, 63 | 0、7 |
| C20:0 | 0, 6 | 1 | 0, 6 | 0 | 0 | 0 |
| C20:1 (n - 11) | 1, 8 | 2、5 | 1、6 | 0, 2 | 0, 11 | 0 1 |
| C20:4 (n-6) | 1, - 1 | 0、7 | 0, 4 | 0、7 | 0, 64 | 0、7 |
| C20:4 (n - 3) | 0,8 | 0、5 | 0, 3 | 0、5 | 0, 63 | 0、7 |
| C20:5 (n - 3) | 15日,4 | 8 | 5 | 10、4 | 0, 68 | 0,8 |
| C22:5 (n-6) | 0, 6 | 0, 2 | 0 1 | 0、5 | 0, 83 | 0、9 |
| C22:5 (n - 3) | 0、9 | 0、7 | 0, 4 | 0、5 | 0, 56 | 0, 6 |
| C22:6 (n - 3) | 9，1 | 4、5 | 2、8 | 6、3 | 0, 69 | 0,8 |
表6:沙丁魚油和油醇未反應蠟酯中脂肪酸的分析。脂肪酶的南極假絲酵母．第2列顯示水解前的FFA含量。第3列顯示18小時後的FFA。轉換100 - 63 = 37%。其他列顯示數據細化(參見討論)。
此外，表格報告了在這些時間之後未反應的蠟酯的數量，通過對粗反應混合物(1:完全未反應的蠟酯，0:完全水解的蠟酯)的HPLC/ELSD分析測定。用短柱層析法分離出的未反應蠟酯的重量較好地證實了這種分析得到的值。由於柱內的損耗，這些值通常比高效液相色譜法得到的值少5 - 10%。
得到的數據經過動力學分析。假設氣相色譜區代表蠟酯中單脂肪酸甲酯(FAME)在混合物中的重量百分比。實際上，我們知道這是不對的，因為應該通過使用混合物中所有FAME的標準引入校正因子。然而，為每個甲酯注入19個標準加上一個額外的內部標準所引入的誤差可能比這種假設所引入的誤差要高[16- 18]。無論如何，由於測量的是相對率，使用麵積和相對差異並沒有改變不同反應性的結論。
並且假設體係中單個蠟酯的濃度與鹽酸/甲醇裂解蠟酯得到的FAME的濃度成正比。這兩個假設都可以用下麵的表達式總結:
\[{[WE]_i} \approx {\rm{}}GCare{a_{FAMEi}}\]
從這個假設出發，色譜區以下稱為濃度。表1-6的第四列計算了報告反應時間後未反應蠟酯中單個脂肪酸的數量。計算方法是將未反應的蠟酯餾分(第三列)中發現的FA(脂肪酸)濃度乘以殘留的蠟酯餾分，在單個表中表示。這些值在表中標為“校正區域”。第四列和第二列值的差異分別表示水解過程中損失的單一脂肪酸濃度的差異，並在表1-6的第五列中報告。
當同一種酶催化幾種底物的同一種反應時，每種底物對所有其他底物都起抑製劑的作用。這一概念是引入酶競爭動力學[19]概念的基礎，在脂肪酶[20]的情況下尤其有用。酶競爭動力學理論提出了特異性常數α，定義為k貓/ K米，由Michaelis-Menten方程導出，其中k貓為底物酶複合物ES不可逆分解的速率常數，KM為Michaelis-Menten常數[21]。當多個n個底物競爭與酶反應時，特異性常數α有n個值。當競爭底物的濃度足夠低於相應的K米， A和B兩種底物的相對反應速率與它們的濃度和特異性常數的關係為:
\[\壓裂{{{v_a}}} {{{v_b}}} = \壓裂{{{k_ {ca {t_a}}}}} {{{k_ {{M_a}}}}} * \壓裂{{{k_ {{M_b}}}}} {{{k_ {ca {t_b}}}}} * \壓裂{{[一]}}{{[B]}} = \壓裂{{{\α_a}}}{{{\α_b}}} * \壓裂{{[一]}}{{[B]}} \]
對於初始速率，表達式為
\[\壓裂{{{v_ {{0 _a}}}}} {{{v_ {{0 _b}}}}} = \壓裂{{{\α_a}}}{{{\α_b}}} * \壓裂{{{{[一]}_0}}}{{{{[B]} _0}}} \]
\[\壓裂_a {{{v_ {{0 }}}}}{{{{[ A]} * \壓裂_0}}}{{{{[B]} _0}}} {{{v_ {{0 _b}}}}} = \壓裂{{{\α_a}}}{{{\α_b }}}\,\,\,( 1) \]
表1-6中的第1列表示用酒精C22:0或C18:1濃縮的兩組酸基團。相應的蠟酯是實驗中使用的三種脂肪酶的底物。它們中的每一個都是與其他基質競爭的基質。此外，他們暴露於脂肪酶的時間是相同的。根據最初的假設，表1-6中標有“三角洲麵積%”的列表示同一時間內發生的每個脂肪酸組分的濃度差異，因此可以視為實際的v0．當這個值除以初始濃度時，在標記為“k”的列中得到並報告的值應用程序t =δ/區域0”,對應於
\[\壓裂{{{v_ {{0 _n” }}}}}{{{{[ N]} _0}}} \]
最後，表1-6中的第7列報告第6列的值除以相同列的最大值。這樣的值，標記為k應用rel，表示單個蠟酯的特異性常數與反應性最強的蠟酯特異性常數之比。根據公式1，這些值表示每一對底物特異性常數的比值。
對於最後一列數據的第一次定性評估，它們被標記為不同的單元格顏色。白色細胞表示數值低於某一數值，而紅色細胞標記來自或超過限製值的數據。對於每個表，這種極限值是不同的，即表1-6分別為0.4、0.6、0.5、0.4、0.6和0.6。很容易看出較低的k應用rel集中在表的上部，而較高的集中在表的下部。這表明，在脂肪酶催化水解過程中，遊離脂肪酸鏈的長度在提高蠟酯的反應活性方麵起著重要作用。
對表1至表6的數據進行多重線性相關分析。這裏用豬胰腺脂肪酶的數據舉例說明所使用的方法。另外兩種脂肪酶也采用了同樣的方法，隻給出最終結果。表7對k的數據進行了重新排列應用程序從表2和表5中，通過收集起始蠟酯混合物和清單k的數據應用程序．k應用rel通過除以k重新計算應用程序的值在整個集合中最高，不管開始蠟酯。通過檢驗描述k的任何關係，應用多元線性回歸分析應用rel作為以下變量的線性函數:酸段碳原子數、同一段不飽和碳原子數，以及一個虛擬變量(定性指標變量[22])，分別為0和1，將脂肪醇分別標記為C22:0和C18:1。顯然，不可能用一個變量來定義醇的鏈長，而用另一個變量來定義同一種醇的不飽和個數，因為這些集合是完全多共線的。有三個變量，七個線性組合是可能的，包括k之間的三個關係應用rel四個單變量中的每一個。在這七個線性組合中，隻有一個顯示出統計學上顯著的結果。有趣的是，這與三種脂肪酶的關係是一樣的。也就是說，關係是這樣的
| k應用rel | 數控酸 | nΔ酸 | 脂肪醇的性質 | |
| C14:0 | 0, 22 | 14 | 0 | 0 |
| C14:1(存在) | 0, 52 | 14 | 1 | 0 |
| C15:0 | 0, 52 | 15 | 0 | 0 |
| 0 | 0, 25 | 16 | 0 | 0 |
| C16:1 (n-7) | 0, 07年 | 16 | 1 | 0 |
| C18:0 | 0, 27 | 18 | 0 | 0 |
| C18:1 (n - 9) | 0, 49 | 18 | 1 | 0 |
| C18:1 (n-7) | 0 | 18 | 1 | 0 |
| C18:2 (n-6) | 0, 59歲 | 18 | 2 | 0 |
| C18:3 (n - 3) | 0、7 | 18 | 3. | 0 |
| C18:4 (n - 3) | 0, 63 | 18 | 4 | 0 |
| C20:0 | 0, 47 | 20. | 0 | 0 |
| C20:1 (n - 11) | 0, 89 | 20. | 1 | 0 |
| C20:4 (n-6) | 0, 63 | 20. | 4 | 0 |
| C20:4 (n - 3) | 0、7 | 20. | 4 | 0 |
| C20:5 (n - 3) | 0, 63 | 20. | 5 | 0 |
| C22:5 (n-6) | 1 | 22 | 5 | 0 |
| C22:5 (n - 3) | 0, 85 | 22 | 5 | 0 |
| C22:6 (n-6) | 0, 88 | 22 | 6 | 0 |
| C14:0 | 0, 48 | 14 | 0 | 1 |
| C14:1(存在) | 0, 81 | 14 | 1 | 1 |
| C15:0 | 0, 6 | 15 | 0 | 1 |
| 0 | 0, 32 | 16 | 0 | 1 |
| C16:1 (n-7) | 0, 48 | 16 | 1 | 1 |
| C18:0 | 0, 16 | 18 | 0 | 1 |
| C18:1 (n - 9) | 0, 38 | 18 | 1 | 1 |
| C18:1 (n-7) | 0, 4 | 18 | 1 | 1 |
| C18:2 (n-6) | 0, 46 | 18 | 2 | 1 |
| C18:3 (n - 3) | 0, 58 | 18 | 3. | 1 |
| C18:4 (n - 3) | 0, 66 | 18 | 4 | 1 |
| C20:0 | 0 | 20. | 0 | 1 |
| C20:1 (n - 11) | 0, 93 | 20. | 1 | 1 |
| C20:4 (n-6) | 0, 67 | 20. | 4 | 1 |
| C20:4 (n - 3) | 0, 66 | 20. | 4 | 1 |
| C20:5 (n - 3) | 0, 66 | 20. | 5 | 1 |
| C22:5 (n-6) | 0, 86 | 22 | 5 | 1 |
| C22:5 (n - 3) | 0, 46 | 22 | 5 | 1 |
| C22:6 (n - 3) | 0, 68 | 22 | 6 | 1 |
表7:重新整理數據進行多元線性回歸分析，參考豬胰腺脂肪酶。k應用程序值來自表2和表5。K應用rel都是通過k應用程序數值由整個列的最高值，即0.96，無論開始蠟酯混合物。其他三列報告關於酸的不飽和長度和數量的數據，以及作為虛擬變量的酒精性質(二十二醇或油醇)。
\ [{k_{應用{\ rm {}} rel}} =一個{C_{酸}}+ b{\三角洲_{酸}}\]
在數控酸酸部分的碳原子數和nΔ是多少酸是同一部分中雙鍵的個數。
所有顯著性水平均設為p=0.05。采用逆向消元法[23]，從回歸開始，包括表7中列出的三個預測因子，即酸鏈中的碳原子數(nC酸)，同一鏈的不飽和數量(nΔ酸)，以脂肪醇的類型為啞變量。表8顯示了第一次回歸得到的統計參數(使用Excel 2000函數LINEST)。變量x的係數之比3.其標準誤差遠低於t值(Excel函數t . dist)。預測x3.在連續模型中被剔除。
| x3. | x2 | x1 | 攔截 | 調整R2= 0, 31684213 | |
| 係數= | 0, 00316 | 0, 076955 | 0, 00303 | 0, 424078226 | |
| 標準誤差= | 0, 067808 | 0, 024406 | 0, 020367 | 0, 339032868 | |
| R2和一塊牛肉: | 0, 372233 | 0, 208999 | # N / D | # N / D | |
| F和df: | 720083 | 34 | # N / D | # N / D | |
| ssreg和ssresid | 0, 880614 | 485144 | # N / D | # N / D | |
| 係數/ st.error = | -0.04657 | 3, 153148 | -0.14864 | 1, 250846941 | |
| TINV =690924 | F.DIST =0, 572587893 | ||||
表8:kapp rel(豬胰腺脂肪酶))與nC相關性的Excel輸出酸(x1), nΔ酸(x2)，並將脂肪醇的類型作為啞變量(x3.)．R2:相關係數。Sey: y估計的標準誤差。F: F統計量。Df:自由度。Ssreg:回歸平方和。Ssresid:殘差平方和。此外，該表報告:a)係數和截距與相應標準誤差的比值;b)數據的統計t函數(Excel函數TINV);c)數據的統計f函數(Excel函數F.DIST);D)調整後的相關係數。
表9報告了k應用rel與nC相關酸和nΔ酸．通過包括截距和將其設為零來計算回歸參數。這在消除虛擬變量x後是可能的3.，這可能導致估計的攔截在0到1之間。從多元線性回歸中消除截距(通過原點回歸，RTO)是一個有爭議的問題。最普遍接受的意見是，隻有在同時滿足以下條件[24]時才可能實現:
| x3. | x1 | 攔截 | 調整R2= 0, 336319 | |
| 係數= | 0, 076955 | 0, 00303 | 0, 422499 | |
| 標準誤差= | 0, 024055 | 0, 020075 | 0, 33249 | |
| R2和一塊牛肉: | 0, 372193 | 0, 205999 | # N / D | |
| F和df: | 37482 | 35 | # N / D | |
| ssreg和ssresid | 0, 880519 | 485239 | # N / D | |
| 係數/ st.error = | 3, 19908 | 0, 15081 | 270713 | |
| TINV =689572 | F.DIST =267289 | |||
| x2 | x1 | 攔截 | ||
| 係數= | 0, 057052 | 0, 022194 | 0 | 調整R2= 0, 878238 |
| 標準誤差= | 0, 018413 | 0, 003033 | # N / D | |
| R2和一塊牛肉: | 0, 88482 | 0, 20775 | # N / D | |
| F和df: | 138年,2767年 | 36 | # N / D | |
| ssreg和ssresid | 11日,93604年 | 55376 | # N / D | |
| 係數/ st.error = | 3, 098509 | 31837 | # N / D | |
| TINV =688298 | F.DIST =0, 663776 | |||
表9:kapp rel(豬胰腺脂肪酶)與nCacid (x1)和nΔ酸(x2)，有截距(上圖)和沒有截距(通過原點回歸，下圖)。R2:相關係數。Sey: y估計的標準誤差。F: F統計量。Df:自由度。Ssreg:回歸平方和。Ssresid:殘差平方和。此外，該表報告:a)係數和截距與相應標準誤差的比值;b)數據的統計t函數(Excel函數TINV);c)數據的統計f函數(Excel函數F.DIST);D)調整後的相關係數。
- 對於所有的預測因子都等於零，則響應不可能是物理上的，而是零。這似乎是目前的情況。事實上，沒有酸鏈(即x2和x3.=0)，物理上不可能有水解率;
- 當為了評估模型的任何改進而添加或消除任何預測因子時，t和F統計量得到了改進。
然而，必須指出的是，相關係數R2的差異在兩個相關性之間沒有任何意義，因為這一參數在兩種情況下的計算方法不同，設置intercept=0的明顯改善主要是一個數學人工效應。同一參考文獻[24]警告不要在RTO的情況下使用相關係數及其調整形式，而建議使用其他統計檢驗。表9顯示，在RTO(粗體字)的情況下，係數及其標準誤差的比值比t值要高得多。這表明，在消除兩個x之後，相關性得到了改善3.和攔截。當響應與x相關時，情況就不是這樣了1和x2仍然保留截距，這裏隻有比值x2係數/標準誤差大於t值。這種相關性後來被否定了。
最後，通過消除任一x來檢驗相關性1或者x2，包括或不包括截距(表10和表11)。x的一般相關(帶截距)的情況2似乎給出了一個滿意的t檢驗的係數的預測器和攔截。然而，相關係數很低。在一般相關的情況下，而不是在RTO的情況下，這個值意味著隻有約37%的方差被解釋。
| x2 | 攔截 | 調整R2= 0, 354335 | |
| 係數= | 0, 07429 | 0, 372923 | |
| 標準誤差= | 0, 016095 | 0, 049124 | |
| R2和一塊牛肉: | 0, 371785 | 0, 203183 | |
| F和df: | 21日,30525年 | 36 | |
| ssreg和ssresid | 0, 879554 | 486204 | |
| 係數/ st.error = | 4, 615761 | 591406 | |
| T.DIST =688298 | F.DIST =0, 663776 | ||
| x2 | 攔截 | ||
| 係數= | 0, 164887 | 0 | 調整R2= 0, 705502 |
| 標準誤差= | 0, 017179 | # N / D | |
| R2和一塊牛肉: | 0, 713462 | 0, 323216 | |
| F和df: | 92年,12755年 | 37 | |
| ssreg和ssresid | 9日,624455年 | 3, 865345 | |
| 係數/ st.error = | 9日,59831年 | # N / D | |
| T.DIST =687094 | F.DIST =附加說明 | ||
表10:k的相關性的Excel輸出應用rel(豬胰腺脂肪酶)與nC酸(x1)，有截距(上圖)和沒有截距(通過原點回歸，下圖)。R2:相關係數。Sey: y估計的標準誤差。F: F統計量。Df:自由度。Ssreg:回歸平方和。Ssresid:殘差平方和。此外，該表報告:a)係數和截距與相應標準誤差的比值;b)數據的統計t函數(Excel函數TINV);c)數據的統計f函數(Excel函數F.DIST);D)調整後的相關係數。 In the case of RTO, the F test cannot be calculated for lack of degree of freedom.
| x1 | 攔截 | 調整R2= 0, 166082 | |
| 係數= | 0, 044158 | 0, 27006 | |
| 標準誤差= | 0, 015264 | 0, 282873 | |
| R2和一塊牛肉: | 0, 188621 | 0, 230912 | |
| F和df: | 368884 | 36 | |
| ssreg和ssresid | 0, 446231 | 919527 | |
| 係數/ st.error = | 2, 892902 | 0, 95472 | |
| T.DIST =688298 | F.DIST =0, 663776 | ||
| x1 | 攔截 | ||
| 係數= | 0, 029713 | 0 | 調整R2= 0, 85005 |
| 標準誤差= | 0, 002019 | # N / D | |
| R2和一塊牛肉: | 0, 854102 | 0, 230635 | |
| F和df: | 216年,6027年 | 37 | |
| ssreg和ssresid | 11日,52167年 | 968128 | |
| 係數/ st.error = | 14日,71743年 | # N / D | |
| T.DIST =687094 | F.DIST =附加說明 | ||
表11:k的相關性的Excel輸出應用rel(豬胰腺脂肪酶)與nΔ酸(x2)，有截距(上圖)和沒有截距(通過原點回歸，下圖)。R2:相關係數。Sey: y估計的標準誤差。F: F統計量。df:自由度。Ssreg:回歸平方和。Ssresid:殘差平方和。此外，該表報告:a)係數和截距與相應標準誤差的比值;b)數據的統計t函數(Excel函數TINV);c)數據的統計f函數(Excel函數F.DIST);D)調整後的相關係數。 In the case of RTO, the F test cannot be calculated for lack of degree of freedom.
y=ax之間的比較1+ bx2(表11)，y=cx2+常數(表13，下半部分)，起作用的是f值(Fisher檢驗)，在第一種情況下比f分布函數(兩個單元格都用粗體標記)高得多。f值比f分布函數(Excel F.DIST)計算的f值越高，表示模型偶然建立的概率越低。根據該準則，建立了基於雙變量nC的模型酸(x1)和nΔ酸(x2)似乎更合適[24]。
作為最後一步，預測器nC酸和nΔ酸檢查可能的共線性。計算兩組值之間的線性相關性，相關係數為0.540。多重共線性的常用度量方法是方差膨脹因子(VIF)，定義為
\[VIF = \frac{1}{{1 - {R^2}}}\]
VIF大於10被認為是高共線性[25]信號。在本例中，VIF=2.17。所以，可以排除的是，兩個預測因子隻是加強了相同的相關性，隻有其中一個可以獲得。
圖3顯示了用三種脂肪酶得到的回歸的摘要。
圖3:本研究使用的三種脂肪酶的結構-反應性關係。
這兩個係數對三種脂肪酶均為陽性。這表明對於三種酶來說，長且不飽和的酸鏈水解速率較大。更確切地說，不飽和酸鏈越長，不飽和酸鏈越多，水解速率越高。值得注意的是，nC的兩個係數酸和nΔ酸，分別具有相近的數值假絲酵母茶樹菇還有豬胰腺脂肪酶，然而南極假絲酵母脂肪酶表現出截然不同的價值。這似乎表明，前兩種酶對酸鏈的長度更敏感，而南極假絲酵母脂肪酶對同一鏈上不飽和酶的數量更為敏感。
據我們所知，目前的研究是第一次嚐試建立蠟酯水解速率競爭動力學。利用魚腸液作為脂肪酶[26]來源，研究了幾種海洋魚類的脂肪消化。研究表明，甘油三酯由甘油和脂肪酸水解或重組的速度比蠟酯快4倍，並指出了一定的選擇性，即C18:2和18:3比C20:4和C20:5慢。另一篇以人胰腺脂肪酶為基礎的論文給出了不同的結論:沒有特定的蠟酯脂肪酶，而水解甘油三酯的脂肪酶也接受蠟酯作為底物，盡管甘油三酯的水解率是蠟酯[27]的10-50倍。橈足動物Calanus helgolandicus含有蠟酯，甘油三酯，膽固醇酯和磷脂。實驗14c標記的脂質表明，在饑餓之後，Calanus helgolandicus快速代謝蠟酯和甘油三酯[28]。這一結果與我們的結果是一致的，因為蠟酯Calanus helgolandicus富含多不飽和脂肪酸。得到的相關性，即
\ [{k_{應用{\ rm {}} rel}} = 0.0222 n {C_{酸}}+ 0.0571 n {\ rm{}}{\三角洲_{酸}}\]
有助於理解蠟酯消化率的差異:富含EPA(二十碳五烯酸)和DHA(二十二碳六烯酸)的蠟酯易於消化，是這兩種酸的良好來源。相反，以高飽和酸基團為特征的蠟酯是造成脂肪滲漏和keriorrhea的原因，因為它們不容易被水解和同化。
首先，該研究指出豬胰腺脂肪酶與兩種微生物脂肪酶的行為相差不遠。這表明來自不同來源的脂肪酶表現出類似的催化性能，至少對於蠟酯水解，即使蛋白質結構不那麼相似[29]。豬胰腺脂肪酶與人胰腺脂肪酶[30]有一些共同的特征，因此經常被用作人體脂類水解的模型。因此，這裏獲得的數據有助於回答引言中描述的問題，即為什麼飽和的蠟酯不能被人消化，而富含多不飽和的蠟酯，如典型的魚子，很容易被消化。數據的統計處理仍然保留著不能完全用發現的相關性解釋的部分。這可能部分是由於評估相對比率所需的分析步驟的數量。此外，研究中所用蠟酯組化學結構的不同也會影響競爭動力學的方法。速率被測量為初始速率，假設所有化合物都在準線性時區內反應。他們中的一些人可能已經離開了這個區域。我們認為，本研究為理解蠟酯根據其結構特征而產生的不同行為提供了線索。 However, we plan to perform complete kinetics measurements on at least some pure esters built up from pure fatty acids and alcohols, in order to better define how their structure affect apparent K米和V馬克斯．此外，我們計劃擴大對酒精部分在消化後的命運及其代謝所產生的生物效應的研究。最近的觀察表明，脂肪醇的氧化不可能是它們轉化的唯一方式:可能轉化為膽固醇酯和1-烷基甘油可以通過脂肪醇-醛循環[31]來解釋
最後，我們的數據表明，酸基團不飽和的長度和數量對提高水解速率很重要。從實用的角度來看，這兩項研究結果可能為選擇適當的合成蠟酯作為食品添加劑或其他可以完全消化的劑型提供了建議，也可能為豐富不特別富含多不飽和脂肪酸的天然蠟酯提供了建議。作為一種可能的推測，最近的研究結果描述了Calanus®油[32]的抗肥胖特性，可以解釋為該油中含有的部分多不飽和蠟酯的快速水解，即使蠟酯的酒精部分可能參與其中。
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文章類型:研究文章
引用:Capozzoli C, Galliani G, Ricotti F, Terraneo A(2018)脂肪酶催化水解的競爭動力學解釋蠟酯消化率的差異。生物化學分析碩士研究生3(1):dx.doi.org/10.16966/2576- 5833.113
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