摘要

竹植物是一種生長迅速、易於生長的植物，是一種豐富的可再生資源植物，類似於落葉樹和針葉樹。在本研究中，竹子的種類Yushania阿爾用氫氧化鈉(NaOH)預處理，用稀硫酸水解生產還原糖。采用苯酚-硫酸法測定反應。在溫度範圍(110-128oC)、H2SO4濃度範圍(1-7%)和停留時間範圍(30-60 min)分別進行了17次實驗。采用Box-Behnken設計方法對各參數的效果進行了測定，並對各參數的還原糖產量進行了優化。結果表明，溫度、濃度和時間對葡萄糖生成有顯著影響。在較低的溫度、濃度和時間範圍內，還原糖的產量降低，而在較高的因素值下，還原糖的產量增加。在113.17℃，3.43wt%， 33.65min，可取率0.71的條件下，最適還原糖為19.9。

關鍵字

竹子，玉山高山，預處理，酸水解，還原糖，苯酚-硫酸法

簡介

基於可再生資源的生產過程已成為當今最重要的問題之一，特別是由於石油等不可再生資源的消耗。在過去的時代裏，含有石油、天然氣和煤的化石資源的大量減少，以及與消耗這些資源有關的保護焦慮，導致人們越來越注意可再生原料。眾所周知，植物原料和主要是纖維質的生物質有希望將大部分化石資源用於能源、化學品和材料的製造生產。木質纖維素是生物圈中儲量最豐富、成本最低的生物質，因此可以用作發明燃料乙醇[1]的替代原料。

竹子屬於禾本科(禾本科)，生長周期為3-8年，生長速度比地球上其他任何樹木都要快。據介紹，由於許多原因，竹子是一種有希望用作生物精煉廠的原料，用於製造紙漿、生物乙醇和其他化學品。例如，它不是單一的蔓生，而且化學成分不同，更新時間短，容易繁殖。

竹子是非常規生物乙醇生產的假設不吉利的原料，因為它的地理位置，如它的快速生長，持續的野生動物，接受危險的氣候環境，和低控製供應。從國際上看，亞洲擁有最不可思議的竹都，擁有全球65%的竹子資源。最主要的竹子生產國包括印度(1140萬公頃竹林)、中國(540萬公頃)和印度尼西亞(200萬公頃)[3,4]。

從木質纖維素生物質生產乙醇的主要步驟是處理，水解，發酵和從廢產物分離。由於半纖維素和木質素具有從纖維素中分化的能力，再加上原料對酶刻的吸收能力，預處理是乙醇生產中的一個重要環節。關於竹子的預處理，有很多傳聞，如稀硫酸[5-10]、溶劑[11-13]、水熱處理[14-15]、蒸汽[16-18]、堿[19-20]。所有的預處理技術可能在木質纖維素組裝和開發微生物程序的抑製混合物上都有不同的特性。

酸性預處理化學品比氫氧化鈉等堿性化學品的腐蝕性更強。生物質利用堿性的預處理在較溫和的情況下被允許，特別是在環境溫度下，如在NaOH中擰幹，或硫酸硝。這種方法可以消除對昂貴的材料和不尋常的設計的要求，以處理惡化和斯巴達反饋條件。堿性預處理在草類中去除[21]的效果優於木材。

采用最佳的水解工藝將纖維素轉化為單糖，可提高酵母的酶活性，從而獲得高產的生物乙醇。很多文獻都是關於化學和酶解方法來提高木質纖維素材料的發酵能力。幾乎所有的研究都集中在竹子的酶解上[22-28]。已有一些關於化學水解的研究[29- 33,2]。

生物圈中超過7%的竹圍區位於埃塞俄比亞，麵積超過1公頃，為67%的非洲竹首都提供了庇護。目前，在埃塞俄比亞發現的竹子(高地竹子或低地竹子)沒有得到利用，也沒有將這種資源轉化為葡萄糖和其他化學物質。這可能是由於缺乏對竹子的多種用途的認識，以及對其衍生產品和主要性能的科學知識[35]。此外，在竹子的酸水解和葡萄糖生產優化方麵的研究有限，特別是在埃塞俄比亞。

本研究分別用氫氧化鈉和稀硫酸對竹材進行預處理和水解。通過水和硫酸的循環利用，對水解工藝進行了改進，降低了整個水解過程對環境的影響。使用設計專家版本11.1.2.0對葡萄糖的生產進行優化，並對結果進行方差分析。

材料和方法

原料的收集和製備

高地竹(Yushania阿爾)的莖，采自Jimma(埃塞俄比亞)。收集的竹竿被允許在露天脫水一周。然後將脫水的竹竿切成小塊，放入烤箱(Labquip Ltd.， UK)在50°C下幹燥1天。幹燥的竹竿在錘磨機(Glen Creston Ltd.， UK)中被粉碎成粉末，過濾到2mm的顆粒尺寸[31]，然後在室溫下存儲以供進一步工作。

預處理的竹子

預處理過程按[31,32]進行。因此，竹粉(幹重)與製備的NaOH試劑進行預處理，在860C的溫度下，以1:10的固體和堿性溶液裝載比，預處理2h。預處理後，固體(堿性不溶性)離心，固體餘物在開放環境中幹燥，以去除水分含量，為水解過程做準備。

稀酸水解竹

用不同濃度的硫酸(1、4、7 wt %)水解預處理過的竹渣，將纖維素轉化為葡萄糖。水解時間分別為30、45和60分鍾，溫度分別為110、118和126℃。使用真空篩[31]將液體和水解後的剩餘部分分離。

用苯酚硫酸法測定總還原糖

水解後的總還原糖用酚硫酸法分解，還原糖的吸光度用紫外可見分光光度計(6505,Jenway Ltd.)測定。UK)在540 nm波長下的最大葡萄糖吸光度。根據最大吸收量與葡萄糖濃度的標準化曲線(圖1)進行量化，根據標準化曲線得到的線性回歸方程進行計算。標準體係的製備方法如下。將2毫升樣品溶液與0.4毫升5%的苯酚水溶液混合在試管中。隨後，迅速向混合物中加入2毫升濃硫酸。試管在室溫下保存10分鍾，然後放入水浴中20分鍾使其顯色。除2 mL的樣品溶液用蒸餾水[36]代替外，絕對溶液的排列方法與上述相同。

圖1:葡萄糖的標準校準曲線

標準試劑溶液配製

將3.6 g葡萄糖溶於100毫升蒸餾水中，製備葡萄糖原液。將已知體積的原液(1,2,3,4和5ml)移液到100ml的容量瓶中，使原液稀釋幾次，然後用蒸餾水填充到標記處。本研究完成的濃度分別為:0.036、0.072、0.108、0.144和0.181 g/mL。為了解決典型葡萄糖的標準化曲線，每2毫升的典型溶液被移出並放入一個不同的試管。然後加入0.4 mL 5%苯酚化學溶液和2 mL 96%硫酸。結合物在室溫下保存10分鍾，然後在水中衝洗20分鍾。然後用紫外可見分光光度計(6505,Jenway Ltd.)在540 nm處讀取吸光度。英國)。空白溶液與上述方法相同，不同的是2毫升標準溶液被蒸餾水取代。然後用標準圖計算樣品溶液中總還原糖含量，以每10 g樣品[36]的克葡萄糖當量(GE)表示。

實驗設計

實驗設計采用響應麵法(RSM)。RSM主要用於減少為提供統計上令人滿意的結果所需的足夠信息的調查輪數。響應麵方法的Box-Behnken設計(BBD)是基於平衡不完全塊設計的構建，每個因素至少需要三個層次。在Box-Behnken實驗設計[37]中，將其中一個因素的水平固定在中心水平，而將其他所有因素的水平進行組合。該策略需要根據N=K^2+K+C_P的實驗運行量。Kis為因子數(3)，C_P為中心點(5)處的複製次數。

在觀察到的反應中，由於外部因素導致的無法解釋的變異性的影響通過隨機實驗工作最大化。根據初步實驗選取自變量水平如表1所示。

變量	單位	編碼符號	編碼的水平
			－1	0	1
溫度	°C	一個	110°C	119°C	128°C
水解時間	一分鍾	B	30.	45	60
H濃度2所以4	wt %	C	1	4	7

表1:利用BBD中的自變量和水平對玉山高山竹材的酸水解進行優化。

水解竹的三個主要因素是酸濃度、暴露時間和溫度，每個因素有三個等級。各層次間的影響因素見表1。實驗采用完全隨機設計。在優化加工變量時考慮的響應是還原糖。

方差分析

通過方差分析(ANOVA)和診斷圖來確定模型的能力。采用方差分析(ANOVA)對所建立的模型進行檢驗。結果的顯著性采用方差分析(ANOVA)進行，該方差分析是使用軟件(Stat-ease, Inc.)開發的。明尼阿波利斯,美國)。用二次多項式逼近實驗數據，逼近因變量的響應，預測最優點。

結果與討論

還原糖的測定

在這項工作中，研究了苯酚硫酸法的總還原糖含量(圖1)。測定了酸濃度、水解時間和溫度對竹子水解的影響。

統計分析

通常，首先確認擬合模型是否對真實值提供了令人滿意的估計是至關重要的。表2是還原糖的方差分析(ANOVA)的總結。p值小於0.05表示模型項顯著。在本研究中，A, B, C, A2, B2, C2, AC, BC是顯著的模型項，而AB不顯著。與純誤差相比，缺乏匹配並不顯著，因為它的值是1.95。有26.29%的人認為噪音可能會導致如此大的“缺乏適合的f值”。不顯著的缺乏擬合是好的——我們需要模型來擬合。

源	平方和	Df	意思是廣場	F值	假定值概率F >
模型	648.18	9	72.02	373.97	< 0.0001
一個	11.12	1	11.12	57.72	0.0001
B	2.41	1	2.41	12.51	0.0095
C	387.53	1	387.53	2012.3	< 0.0001
一個2	66.34	1	66.34	344.5	< 0.0001
B2	46.54	1	46.54	241.64	< 0.0001
C2	102	1	102	529.66	< 0.0001
AB	0.036	1	0.036	0.19	0.6781
交流	5.83	1	5.83	30.28	0.0009
公元前	2	1	2	10.4	0.0146
剩餘	1.35	7	0.19
缺乏合適的	0.8	3.	0.27	1.95	0.2629

表2:竹酸水解二次模型方差分析。

對於一個體麵的數學模型，R²值(相關係數)應接近於1。結果如表3所示，顯示了二次模型對調查數據的合理修改。結果表明，該模型可以解釋約99.79%的因變量還原糖的變異性。R的值²數值非常高，與預測值接近，表明實驗值與預測值吻合較好。“Pred R-Squared”為0.9789，與“Adj R-Squared”為0.9953具有現實的一致性。

性病,戴夫。	0.44	平方	0.998
的意思是	20.46	的平方	0.995
的簡曆	2.15	Pred平方	0.979
新聞	13.68	Adeq精度	50.26

表3:模型適當的還原糖措施。

工藝參數對還原糖的影響

這裏討論了直接效應、交互效應或任意兩個輸入參數之間的比較，第三個參數將位於其中心層麵。采用BBD法繪製三維曲麵圖，考察各自變量對產量的影響。各因素的個體效應如圖2-4所示。

圖2顯示了固定時間的溫度對葡萄糖濃度的影響。如圖2所示，當溫度從110°C升高到119°C時，竹子的總還原糖含量逐漸增加。還原糖在119o C時達到最大值，為26.44g/ml。然而，當溫度升高超過119℃時，觀察到濃度下降，這是由於糖被降解為不可發酵的產物，如羥甲基糠醛(HMF)和糠醛，對微生物細胞[10]是有毒的。

圖2:溫度對還原糖濃度的影響

圖3為水解時間對恒溫還原糖濃度和中心點酸濃度的影響。如圖3所示，當水解時間從30min增加到45min時，濃度首先受到水解時間的積極影響。但是，超過45min後，糖的濃度輕微下降，達到23.43g/ml，與之前的報道一致[5,38,33]。

圖3:水解時間對還原糖濃度的影響

在恒溫和水解時間不變的情況下，酸濃度的增加會增加還原糖的濃度，如圖4所示。曲線(圖4)顯示還原糖含量急劇上升至5%，之後穩步下降到7%，還原糖含量幾乎沒有進一步增加。還原糖含量隨酸濃度的增加而降低，可能是由於糖的分解和一些抑製劑如羥甲基糠醛(HMF)和甲基糠醛的發展。

圖4:酸濃度對還原糖濃度的影響

還原糖濃度不僅受單一因素的影響，還原糖濃度也受相互作用因素的影響，由表2可知。各因素對還原糖濃度的協同作用如圖5-7所示。

圖5顯示了在酸濃度保持在還原糖濃度中心點的情況下，隨著溫度和時間的變化所形成的三維圖。隨著溫度的升高，水解時間越短，還原糖含量越低。但是，在較低的溫度下，還原糖含量隨時間的增加而增加，比在較低的暴露時間下增加的要少。這是觀察到當纖維素暴露在高溫下，從纖維素中獲得的糖降解成不可發酵的產品。

圖5:水解時間和溫度對還原糖濃度的相互作用影響

繪製了酸濃度和溫度在一定時間下對還原糖的相互作用效應(圖6)。在一定酸濃度下，糖得率首先隨著水解溫度的升高而略有增加，達到峰值。然而，隨著水解溫度的進一步升高，產率逐漸下降。這意味著，隨著酸濃度的增加，還原糖得率隨著溫度的降低而增加;其原因可能是糖降解為有毒的羥甲基糠醛(HMF)，導致葡萄糖產量下降。

圖6:溫度和酸濃度對還原糖濃度的交互作用

圖7顯示了在中間點設定溫度時，酸濃度和水解時間的影響。在較高的酸濃度和水解時間下，糖的最高產率被觀察到。隨著酸濃度和時間的增加，還原糖的產量增加，因為可能產生額外的顆粒，而不是葡萄糖的形成或轉化糖，如葡萄糖和木糖在其他發酵抑製劑。

圖7:水解時間和酸濃度對還原糖濃度的交互作用

優化

還原糖濃度的優化采用一種稱為願望(D)函數的大量輸出方法來改進相似的工藝參數分組。優化的目的是通過降低工藝成本來獲得經濟效益或提高糖濃度，從而獲得較低的溫度、較短的水解時間和較低的酸用量。竹材稀酸水解製糖的最佳條件如表4所示。

的名字	目標	下限	上限
溫度(攝氏度)	最小化	110	128
水解時間(分鍾)	最小化	30.	60
酸濃度(wt %)	最小化	1	7
還原糖濃度(g/ml)	最大化	9.8	27

表4:還原糖最佳濃度的優化標準。

圖8給出了竹子水解生產總還原糖的最佳可能解決方案。在113.17o C, 33.65min, 3.43wt%， 0.71可取性條件下，TRS的最佳產率為19.97g/ml。

圖8:在一定酸濃度下預測還原糖濃度的等高線圖

結論

通過對自變量的優化，從木質纖維素生物質中生產單糖是有效的。本研究表明，RSM結合BBD為優化竹材還原糖生產提供了一致、精確的工藝流程Yushania阿爾．溫度、水解時間和酸濃度是影響還原糖濃度的獨立變量，且相互作用。單因素影響順序為:酸濃度、溫度和水解時間對生產過程的影響最大。在水解溫度、酸濃度、水解時間分別為13.179℃、3.43wt%和33.65 min時，得到了還原糖的最佳工藝條件，適宜度為0.71。

確認

作者對NASCERE的支持表示感謝。NASCERE項目由埃塞俄比亞政府Bulcha Belay Etana資助。

參考文獻

1. 胡錚，溫錚(2008)微波輔助堿預處理提高柳枝稷的酶消化率。生物化學學報38:369-378。［Ref。］
2. 莊軍，李曉霞(2012)飽和甲酸水解竹纖維生產可發酵糖的研究。Adv Mater Res 535- 537: 2442-2445。［Ref。］
3. 袁宗元，溫宇雲，n.s. Kapu, R. Beatson和D. Mark Martinez(2017)一種將竹子分離成高級溶解漿和乙醇的生物精煉廠方案。Biotechnol。生物燃料10:1 - 16。［Ref。］
4. r·j·墨菲。L. Wanga, J. Littlewoodb(2012)竹子衍生生物乙醇的經濟和環境評價。RSC難以1 - 8。［Ref。］
5. 宋軍，陳尚興，王宗德，方凱，範國榮等(2014)稀硫酸預處理對竹葉可發酵糖及結構的影響。生物資源9:7636 - 7652。［Ref。］
6. N. Tippayawong和N. Chanhom(2011)利用稀酸和酶解將竹子轉化為糖。Int J Renew Energy Res 1: 240-244。［Ref。］
7. 羅曉霞，龔忠忠，石俊，陳磊，朱偉，等。(2020)結合苯磺酸預處理和生物基木質素屏蔽劑對竹子纖維素酶促轉化的研究。聚合物(巴塞爾)12。［Ref。］
8. 郭x。洪波，薛國新，翁立清(2012)稀磷酸預處理毛竹。生物資源7:4902- 4913。［Ref。］
9. W. Leenakul和N. Tippayawong(2010)竹子的稀酸預處理用於可發酵糖的生產。可持續能源環境1:117-120。［Ref。］
10. R. Sindhu, M. Kuttiraja, P. Binod, R. K. Sukumaran和A. Pandey(2014)利用稀釋酸預處理的印度竹子品種(麻sp)分別水解和發酵。工業作物雜誌52:169-176。［Ref。］
11. 閆燕。李誌謙，江澤輝，費本華，潘學軍，等(2012)乙醇有機溶劑預處理竹材高效酶催化糖化。生物資源7:3452 - 3462。［Ref。］
12. 劉建軍，龔忠忠，楊國強，陳磊，黃磊等。(2018)乙醇基自催化有機溶劑預處理竹材木聚糖溶解和降解的新動力學模型。聚合物(巴塞爾)10。［Ref。］
13. N. Sathitsuksanoh, Z. Zhu, T. Ho, M. Bai，和Y. P. Zhang(2010)通過纖維素溶劑為基礎的生物質預處理，然後在超低纖維素酶負載下進行酶解，對竹子進行糖化。Bioresour。拋光工藝101:4926 - 4929。［Ref。］
14. 馬小軍，曹雪亮，林麗麗，羅小亮，胡紅春，等(2013)竹的水熱預處理及纖維素降解。生物資源技術148:408-413。［Ref。］
15. 黃靈芝，楊澤光，李梅，劉兆萌，等(2020)水熱預處理過程中預校正pH對竹子碳水化合物水解的影響。聚合物(巴塞爾)12:1 - 16。［Ref。］
16. w z元,g . Li Wei, j . Wang和z方(2020)比較不同的竹子pre-extraction方法其次是蒸汽預處理改善酶消化率和乙醇生產。能源196:117156。［Ref。］
17. 蔣錚，李誌強，費本華(2015)蒸汽爆炸預處理對竹材酶解乙醇發酵的影響。生物資源10:1037 - 1047。［Ref。］
18. 邢穎，於海宇，朱磊，蔣軍(2013)蒸汽爆炸和堿性過氧化氫預處理竹的高效酶解。生物8:5392 - 5408。［Ref。］
19. N. Ali, A. S. Giwa, M. Abdalla, X. Liu(2020)利用重組纖維素酶對竹稈進行堿性過氧化氫預處理以改善還原糖的酶促釋放。纖維素27日:769 - 779。［Ref。］
20. 錢碩，毛鴻輝，盛坤，盧傑，羅勇，侯晨(2013)低濃度堿溶液預處理對竹顆粒增強聚乳酸複合材料性能的影響。應用聚合物1667 - 1674。［Ref。］
21. J. Seok, Y. Y. Lee, T. Hyun(2016)木質纖維素生物質生物轉化的堿性預處理技術綜述。生物科技199:42-48。［Ref。］
22. 徐誌忠Ã，於浩，黃浩，劉勇(2007)白腐菌生物預處理對竹稈酶解的影響。60: 159 - 164。［Ref。］
23. 李振中，蔣振中，費斌，蔡振中，潘曉霞(2014)亞硫酸鹽、硫酸和氫氧化鈉預處理酶催化糖化竹材的綠色、木材和黃色的比較，“生物資源技術，151:91-99。”［Ref。］
24. 林偉，邢勝，金宇，陸曉霞，黃晨，等(2020)深入了解深度共晶溶劑預處理對提高竹渣酶解率的性能。Bioresour technology 306: 1231-1263。［Ref。］
25. T. Shimokawa, M. Ishida, S. Yoshida和M. Nojiri(2009)生長階段對竹筍酶促糖化和同步糖化發酵的影響。生物資源科技100:6651-6654。［Ref。］
26. 肖曉，邊健，李敏，徐海輝，肖斌，孫銳(2014)竹子的增強酶解(大麻竹Munro)用水熱前處理。生物資源學報159:41-47。［Ref。］
27. 辛德東，楊誌忠，劉峰，徐曉旭，張俊(2015)竹材餾分的氨水預處理和稀酸預處理的比較:結構性質和酶解。生物資源技術175:529-536。［Ref。］
28. 楊振中，張敏，辛德東，王俊，張俊(2014)水氨預處理對竹筍和成熟竹子不同組分酶解的評價。生物技術學報173:198-206。［Ref。］
29. 孫錚，唐勇，S. Morimura和K. Kida(2013)減少用於生產燃料乙醇的竹子的硫酸水解對環境的影響。生物資源技術128:87-93。［Ref。］
30. 林麗娟(2010)竹纖維在甲酸反應體係中的水解行為。農業食品化學58:2253-2259。［Ref。］
31. T. Mahelete、C. B. Singh、F. Sisay和R. Mesfin(2019)利用埃塞俄比亞生長的高原竹(Yushania alpina)生產纖維素乙醇。生物燃料。［Ref。］
32. S. Kassaye、K. K. Pant和S. Jain(2017)通過聯合堿性溶液和離子液體預處理步驟將纖維素竹子生物質水解為還原糖。更新能源104:177-184。［Ref。］
33. 孫立濤，王婷，木田k.k.，唐躍勤(2015)竹製燃料乙醇的高效工藝研究。生物過程生物係統工程38:1033-1043。［Ref。］
34. E. G. Aklilu(2020)竹子乙醇-堿製漿過程的優化與建模(Yushania阿爾)。木材科學54:1319-1347。［Ref。］
35. K. Embaye(2000)《埃塞俄比亞本土竹林概況》。A J Hum environment 29: 518-521。［Ref。］
36. A. A. Albalasmeh, A. A. Berhe，和T. A. Ghezzehei(2013)一種用紫外分光光度法快速測定碳水化合物和總碳濃度的新方法。碳水化合物聚合97:253-261。［Ref。］
37. M. A. Tekindal, I. Katip, C. Universitesi，和Y. Yavuz(2012)析因實驗中的Boxbehnken實驗設計:麵包對營養和健康的重要性。土耳其J F作物17:115-123。［Ref。］
38. A. R. Woldu和Y. A. Tsigie(2015)優化從鱷梨種子廢料中水解測定還原糖。美國環境能源與電力雜誌3:1-10。［Ref。］

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條信息

文章類型:研究文章

引用:Etana BB, Malengier B, Ahmed Y, Nemomssa HD, Langenhove LV(2021)利用Box-Behnken設計方法對竹草酶解率的還原糖生產進行統計建模和優化。環境毒理學研究4(1):dx.doi。org/10.16966/2576 - 6430.129

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出版的曆史:

收到日期:2020年12月04

接受日期:05年1月,2021年

發表日期:2021年1月13日