Ｐｒｏｔａｍｅｘ复合蛋白酶水解大豆分离蛋白的研究　

Ｐｒｏｔａｍｅｘ复合蛋白酶水解大豆分离蛋白的研究

     刘艳秋，陈　光＊，孙　旸

     （吉林农业大学生物技术学院，吉林　长春　　　　　１３０１１８）

摘　　　要：为优化大豆分离蛋白酶水解条件，本试验采用二次回归正交旋转组合设计方法对Ｐｒｏｔａｍｅｘ复合蛋白酶水

解大豆分离蛋白的条件进行研究。建立了水解度（ＤＨ）与 ｐＨ 值、反应温度、反应时间、底物浓度、酶与底物浓

度比之间的数学模型；并获得最佳水解工艺条件：ｐＨ 值 ６．５，温度 ４０℃，水解时间 １０ｈ，底物浓度 １４％，酶与

底物浓度比４．５％；主成分分析表明，ｐＨ 对 ＤＨ 的贡献率最大。

关键词：回归旋转设计；大豆分离蛋白；Ｐｒｏｔａｍｅｘ 复合蛋白酶；水解

     大豆肽是以大豆蛋白为底物经蛋白酶水解后获得的   ９０℃温度下加热处理 １０ｍｉｎ左右，可使大豆蛋白致密的

蛋白质水解产物，它由不同分子量的多肽混合组成，     立体结构变得松散，有利于提高大豆蛋白的酶解速率，

水解产物中还含有少量游离氨基酸、糖类、无机盐      但随着底物浓度的增加和加热时间的延长，蛋白分子会

等。大豆肽具有特殊的理化特性和生理机能，如良好     通过疏水作用和二硫键作用形成网状聚合体，反而会降

热稳定性、水溶性，易消化吸收，低抗原性及促进脂     低蛋白酶解速率。结合本试验设计方案，各浓度大豆蛋

肪代谢，降低胆固醇，抗氧化等作用。近年来，以      白溶液在８０℃温度下恒温水浴 １５ｍｉｎ，效果较好。

酶法水解大豆蛋白来提高其营养保健价值及加工功能特    １．４．２ 水解度的检测方法［７～１１］性已成为研究热点［１，２］，不同研究者所选用的蛋白酶系不 大豆蛋白水解度（ＤＨ）以水解断裂的肽键数目（ｈ）占总同或采用不同分离方法，获得了功能特性更为广泛的大    肽键数目（ｈｔｏｔ）的百分数来确定，即ＤＨ＝ｈ／ｈｔｏｔ× １００％。豆肽［３～５］。  依据 ｐＨ－ｓｔａｔ法，蛋白水解度可由水解过程中ＮａＯＨ

   但由于酶解过程中的影响因素较多，因素变化范    的消耗量来计算。计算公式如下：

围较大，如采用一般的回归分析，由于各因素所取水      ＤＨ％＝Ｂ× ＮＢ×（１／α）×（１／ＭＰ）×（１／Ｈｔｏｔ）× １００

平不同，对应的各个预测值 Ｙ 的方差不同，影响了不公式（１）同预测值之间的直接比较。为了克服这一不足，本文      式 中 ：引入二次回归正交旋转组合设计方法，对中性内切蛋白     Ｂ —水解过程中所消耗的 ＮａＯＨ 溶液量酶—Ｐｒｏｔａｍｅｘ复合蛋白酶水解大豆分离蛋白的条件进行ＮＢ —溶液的当量浓度研 究 。                        α—为α－氨基解离度，１／α＝１＋１０＾（　ｐＫ　－　ｐＨ）   应用五因素五水平的二次回归旋转组合设计，可使    ｐＫ 为大豆蛋白质α－ 氨基的ｐＫ 值

试验组合由 ３１２５次压缩到 ３６ 次，通过试验获得的参数，  ＭＰ —底物蛋白质的总量借助分析软件对数据进行科学处理，建立数学模型，完     Ｈｔｏｔ—每克蛋白质中肽键的克当量数（取８．３８）成试验方案的模拟运算、统计分析，可筛选出最优化         １．４．３大豆蛋白的酶解操作的生产条件，并通过调控生产条件可获得较高水解度的  根据试验设计方案，称取大豆分离蛋白加入适量水

综合方案。         配制成为一定浓度的大豆蛋白溶液，经恒温水浴预处理

１ 材料与方法    后，调节温度至反应温度搅拌 ２０ｍｉｎ，调节 ｐＨ 值至反

                            应 ｐＨ 值，加入一定比例蛋白酶，在反应温度下进行恒

１．１ 材料                      温酶解，酶解过程中需要不断进行搅拌，同时通过滴

   大豆分离蛋白（金龟２２００）　　　　　吉林不二蛋白有限公

                            加 ４Ｎ 的 ＮａＯＨ溶液以保持反应体系ｐＨ 值恒定，反应偏

司；Ｐｒｏｔａｍｅｘ复合蛋白酶（食用级）　　　　　丹麦诺维信（ＮＯＶＯ）

                            差一般控制在±０．１。达到反应预定时间后，调节ｐＨ 至

公司，酶活力 ２５０００Ｕ；其它试剂　　　　均为 ＡＲ 级。

                            大豆蛋白等电点（ｐＨ４．３），之后将大豆蛋白酶解液加热升

１．２ 仪器                      温至 ８５℃，保温 １０ｍｉｎ 使酶活力丧失，然后通过低温

   电子分析天平Ｓａｒｔｏｒｉｕｓ　ＢＳ２１０Ｓ型　　　　　　　德国赛多利斯

                            离心机在１２０００ｒ／ｍｉｎ，１０℃下离心１０ｍｉｎ，除去未水解

股份公司；恒温水浴锅ＤＳＹ－１－２孔型　　　　　　北京国华医疗器

                            大豆蛋白和其它非溶性物质，倾倒出上清液置于 ４℃冷

械厂；ｐＨ－ｓｔａｔ装置（ＫＦ－５Ｌ发酵罐使用部分功能）　　　　　韩国

                            藏保存。记录 ＮａＯＨ溶液的滴加量，利用公式（１）ｐＨ－ｓｔａｔ

ＫｏＢｉｏ　Ｔｅｃｈ　Ｃｏ．　Ｌｔｄ；低温冷冻离心机Ｌａｂｏｒａｔｏｒｙ　Ｃｅｎｔｒｉ－

                            法计算水解度。

ｆｕｇｅｓ　３Ｋ１８型　　　　美国Ｓｉｇｍａ公司。

                            １．４．４

                              水解条件优化试验设计

１．３ 检测方法

                             在Ｐｒｏｔａｍｅｘ复合蛋白酶水解大豆分离蛋白时，其最

   蛋白质含量测定　　　　　　凯氏定氮法；蛋白酶活力测

                            佳作用条件会随着 ｐＨ 值、水解温度（Ｔ）、水解时间（ｔ）、

定　　　　　　　Ｆｏｌｉｎ－酚法；蛋白质水解度（ＤＨ）测定与控制　　　　　ｐＨ－

                            底物浓度（［Ｓ］）、酶与底物浓度比（［Ｅ／Ｓ］）等因素的变化会

ｓｔａｔ法。

                            有所不同。首先通过单因素试验确定五因素的取值水平

１．４ 试验方法

                            范围，然后以水解度（ＤＨ）为指标，选用５因素（１／２实施）

１．４．１

    大豆蛋白预处理                 回归正交旋转组合设计方案进行研究，以确定最佳水解

   据资料［６］介绍，浓度为５％～８％大豆蛋白溶液在８５～

                            条 件 。

１．４．４．１ 各因素水平及变化间距                                             表３　　　　五因素回归旋转正交组合试验结构矩阵和结果

  单因素试验确定了各因素的零水平应取数值，分别                                       Table 3 Experiment structural matrix and DH data

为：ｐＨ＝７．５，Ｔ＝５０℃，ｔ＝６ｈ，［Ｓ］＝１０％，［Ｅ／Ｓ］＝２．５％。                         ｐＨ      Ｔ       ｔ         ［Ｓ］        ［Ｅ／Ｓ］     ＤＨ（％）

                                                              Ｎｏ．

                                                                Ｘ １    Ｘ  ２    Ｘ ３        Ｘ ４         Ｘ ５      Ｙ

  其中，Ｚ０ｊ＝（Ｚ２ｊ＋Ｚ１ｊ）／２；△ｊ＝（Ｚ２ｊ－Ｚ０ｊ）／ γ；γ＝２                      １  １      １       １          １          １        １４．９０

  则水解条件因素水平及变化间矩，见表 １ 。                                       ２  １      １       １          －１         －１       １１．９５

                                                              ３  １      １       －１         １          －１       ９．１９

           表１　　　　水解条件因素水平及变化间矩                                ４  １      １       －１         －１         １        １３．３３

Table 1   Five influencing factors of DH and spaces between   ５  １      －１      １          １          －１       １３．０８

                    levels of each factor                     ６  １      －１      １          －１         １        １５．８３

              ｐＨ         Ｔ（℃）        ｔ（ｈ）     ［Ｓ］（％） ［Ｅ／Ｓ］（％） ７  １      －１      －１         １          １        １２．１６

水平

               Ｚ１          Ｚ２         Ｚ３       Ｚ４        Ｚ５   ８  １      －１      －１         －１         －１       ７．５９

Ｚ２ｊ（上水平）      ８．５          ６０         １０       １４       ４．５   ９ －１      １       １          １          －１       １３．１８

Ｚ０ｊ（零水平）      ７．５          ５０          ６       １０       ２．５   １０－１      １       １          －１         １        １７．６４

Ｚ１ｊ（下水平）      ６．５          ４０          ２       ６        ０．５   １１－１      １       －１         １          １        １５．３４

△ｊ（间距）        ０．５          ５           ２       ２         １    １２－１      １       －１         －１         －１       １３．１２

                                                              １３－１      －１      １          １          １        ２５．６１

１．４．４．２ 试验因素水平编码                                              １４－１      －１      １          －１         －１       ２３．１８

                                                              １５－１      －１      －１         １          －１       １２．９５

  根据编码公式 Ｘｊ＝Ｚｊ－Ｚ０ｊ／△ｊ，Ｐｒｏｔａｍｅｘ复合蛋白酶                           １６－１      －１      －１         －１         １        １８．５６

水解大豆分离蛋白试验因素水平编码见表２。                                          １７ ２      ０       ０          ０          ０        １２．５４

                                                              １８－２      ０       ０          ０          ０        ２３．０９

                 表２　　　五因素水平编码表                                １９ ０      ２       ０          ０          ０        １２．５３

    Table 2    Decisive variety X and linear coded data       ２０ ０      －２      ０          ０          ０        ２０．３１

           Ｘ                                                  ２１ ０      ０       ２          ０          ０        １７．１５

             １  Ｘ Ｘ２   ３  Ｘ Ｘ

                            ４   ５  ｐＨ Ｔ（℃） ｔ（ｈ） ［Ｓ］（％） ［Ｅ／Ｓ］（％）

上星号臂（＋γ） ２       ２ ２       ２ ２ ８．５ ６０ １０ １４              ４．５  ２２ ０      ０       －２         ０          ０        １０．０５

上水平（１）      １    １ １       １ １ ８．０ ５５ ８          １２      ３．５  ２３ ０      ０       ０          ２          ０        １２．１８

零水平（０）      ０    ０ ０       ０ ０ ７．５ ５０ ６          １０      ２．５  ２４ ０      ０       ０          －２         ０        １３．０９

下水平（－１）     －１ －１ －１ －１ －１ ７．０ ４５ ４               ８      １．５  ２５ ０      ０       ０          ０          ２        １５．２５

下星号臂（－γ） －２ －２ －２ －２ －２ ６．５ ４０ ２                  ６      ０．５  ２６ ０      ０       ０          ０          －２       ６．７３

                                                              ２７ ０      ０       ０          ０          ０        １３．６５

１．４．４．３ 五因素回归旋转正交组合试验设计结构矩阵                                   ２８ ０      ０       ０          ０          ０        １３．６０

                                                              ２９ ０      ０       ０          ０          ０        １３．４０

  试验设计３ ６ 个处理，结构矩阵见表３ 。

                                                              ３０ ０      ０       ０          ０          ０        １３．６０

                                                              ３１ ０      ０       ０          ０          ０        １３．６５

２ 结果与分析

                                                              ３２ ０      ０       ０          ０          ０        １３．４５

                                                              ３３ ０      ０       ０          ０          ０        １３．５５

  通过二次正交旋转组合试验，３６ 个处理组合试验测

                                                              ３４ ０      ０       ０          ０          ０        １２．７５

得水解度的结果如表 ３ 所示。用“旋转组合设计试验数                                    ３５ ０      ０       ０          ０          ０        １２．６０

据计算程序包”对数据进行处理，建立水解度与各因                                       ３６ ０      ０       ０          ０          ０        １２．６５

素关系的数学模型，并通过数学模型分析获得最佳水解

                                                              Ｄ误＝１．７３４　　　　　　　　　　　　　ｆ误＝９

条 件 。

                                                              Ｄ总＝５４９．８４２　　　　　　　　　ｆ总＝３５

２．１ 数学模型的建立

                                                              Ｄ回＝５４４．２３８　　　　　　　　　ｆ回＝２０

２．１．１ 回归方程的初步确立                                               Ｄ剩＝５．６０４　　　　　　　　　　　　　ｆ剩＝１５

  为考察各因素对水解度的影响，以 ＤＨ（Ｙ）为指标，                                   Ｄ拟＝３．８７０　　　　　　　　　　　　　ｆ拟＝６

对表 ３ 的试验结果进行分析，可得五因素与水解度之间                                    然后进行 Ｆ 检验：

的回归方程为：                                                       Ｆ１＝（Ｄ拟／ｆ拟）／（Ｄ误／ｆ误）＝３．３４７３＜Ｆ０．０５（６，９）＝３．３７

  Ｙ＝１３．２５６　－２．６１０Ｘ１　－　１．４９５Ｘ２＋１．９７２Ｘ３　－　０．２７５Ｘ４＋１．９２４Ｘ５       Ｆ２＝（Ｄ回／ｆ回）／（Ｄ剩／ｆ剩）＝７２．８３７８＞Ｆ０．０１（２０，１５）＝３．３７

＋　１．３５８Ｘ１Ｘ２　－　０．３８４Ｘ１Ｘ３＋０．３７８Ｘ１Ｘ４　－　０．０１９Ｘ１Ｘ５　－　１．２３４Ｘ２Ｘ３　－   Ｆ 检验的结果表明，由于Ｆ１ 不显著，Ｆ２ 达显著水

０．１２９Ｘ２Ｘ４　－　０．０９９Ｘ２Ｘ５　＋　０．０７１Ｘ３Ｘ４　－　０．２４７Ｘ３Ｘ５　＋　０．６３１Ｘ４Ｘ５　＋  平，说明二次回归方程与实际情况拟合得较好，试验

１．１８３Ｘ１ ＋　０．８３４Ｘ２ ＋　０．１２９Ｘ３ －　０．１１２Ｘ４ －　０．５２４Ｘ５　　　　　　　　方程（１）

    ２　        ２　          ２　         ２　        ２             误差的方差σ２ 可取估计值，σ２＝Ｄ剩 ／ｆ剩 ＝０．３７３６。

２．１．２ 回归方程的显著性检验                                             ２．１．３

                                                                回归系数的检验与数学模型的建立

  为了确定模型的实际意义，现对模型统计量进行检                                      对各回归系数进行检验，除ｔ１５、ｔ２５、ｔ３４外，回

验，其结果分别为：                                                    归系数都在不同程度上显著，剔除不显著项，因此二

次回归方程（１）可以改写为：                       水解度（Ｙ）与 ｐＨ 值（Ｘ１）、反应温度（Ｘ２）、反应时间（Ｘ３）、

   Ｙ＝１３．２５６　－　２．６１０Ｘ１　－　１．４９５Ｘ２　＋　１．９７２Ｘ３　－　０．２７５Ｘ４　＋　１．９２４Ｘ５

                                     底物浓度（Ｘ４）、酶与底物浓度比（Ｘ５）之间建立的二次回归

＋　１．３５８Ｘ１Ｘ２　－　０．３８４Ｘ１Ｘ３　＋　０．３７８Ｘ１Ｘ４　　－　１．２３４Ｘ２Ｘ３　－　０．１２９Ｘ２Ｘ４

                                     数学模型为：

－　０．２４７Ｘ３Ｘ５　＋　０．６３１Ｘ４Ｘ５　＋　１．１８３Ｘ１ ＋　０．８３４Ｘ２ ＋　０．１２９Ｘ３

                           ２　   ２　  ２  Ｙ＝１３．２５６　－　２．６１０Ｘ１　－　１．４９５Ｘ２　＋　１．９７２Ｘ３　－　０．２７５Ｘ４　＋　１．９２４Ｘ５

－　０．１１２Ｘ４ －　０．５２４Ｘ５　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　方程（２）

    ２　     ２                         ＋　１．３５８Ｘ１Ｘ２　－　０．３８４Ｘ１Ｘ３　＋　０．３７８Ｘ１Ｘ４　－　１．２３４Ｘ２Ｘ３　－　０．１２９Ｘ２Ｘ４

   回归模型中显示了多项交互作用。因此，在一定             －　０．２４７Ｘ３Ｘ５　＋　０．６３１Ｘ４Ｘ５　＋　１．１８３Ｘ１ 　＋　０．８３４Ｘ２ 　＋　０．１２９Ｘ３ 　－

                                                ２   ２   ２

范围内可运用回归方程（２）调节水解 ｐＨ 值、水解温度、         ０．１１２Ｘ４ 　－　０．５２４Ｘ５

                                        ２   ２

水解时间、底物浓度、酶与底物浓度比的关系，使Ｄ Ｈ            ３．２ Ｐｒｏｔａｍｅｘ的最佳水解工艺条件为ｐＨ６．５，温度４０℃，

达到所需的水平。                             水解时间１０ｈ，底物浓度 １４％，酶与底物浓度比 ４．５％。

２．２ 酶水解工艺的优化参数组合                     ３．３ 各因素对水解度的贡献率由大到小依次为：ｐＨ 对

   通过电脑模拟寻优得出水解度（ＤＨ）最高的优化组合          水解度的贡献率最大，其它因素的贡献率从大到小依次

为Ｘ１＝－２，Ｘ２＝－２，Ｘ３＝２，Ｘ４＝２，Ｘ５＝２。即 Ｐｒｏｔａｍｅｘ

                                     为温度＞酶与底物浓度比＞时间＞底物浓度。

酶水解大豆蛋白的最佳方案为 ｐＨ 值 ６．５，温度 ４０℃，时

间 １０ｈ，底物浓度 １４％，酶与底物浓度比为４．５％，此        参考文献：

时的水解度ＤＨ 为 ４８．９４％。通过在最佳水解条件下进行        ［１］ 赵新淮，　冯志彪，　于国平，　等．　酶促水解大豆分离蛋白的

水解实际检验，其水解度ＤＨ 为 ３９．７９％，与预测值基           研究［Ｊ］．　食品与发酵工业，　１９９４，　（５）：　７－１１．

本符合。                                 ［２］ 曲永洵．　大豆肽的特性及其应用［Ｊ］．　中国油脂，　１９９６，　２１

   但对于有的多因素非线性模型方程的选优，极值不              （２）：　３－５．

一定存在，即使存在，它在实际上的实现频率也不一              ［３］ 邓勇，　吴煜欢．　微生物蛋白酶对大豆分离蛋白水解作用的

定很大，因此可采用统计选优方法加以解决，这里不                研究［Ｊ］．　食品科学，　１９９９，　（６）：　４２－４５．

再赘述。                                 ［４］ 汪建斌，　邓勇．　Ａｌｃａｌａｓｅ碱性蛋白酶对大豆分离蛋白水解

２．３ 主成分分析                              作用的研究［Ｊ］．　食品工业科技，　２００２，　（１）：　６１－６３．

   见前述所建立的回归模型方程（２）视为二次型，经           ［５］ 黄建韶，　张洪，　黄錾．　枯草杆菌蛋白酶水解大豆分离蛋白

                                       的研究［Ｊ］．　食品工业，　２００２，　（３）：　１３－１５．

主成分分析，得正交变换标准方程如下：

                                     ［６］ 李书国，　陈辉，　庄玉亭，　等．　复合酶法制备活性大豆寡肽

   Ｙ１＝０．７１Ｘ１　－　０．６５Ｘ２　－　０．２１Ｘ３　－　０．１５Ｘ４　＋　０．０５Ｘ５

                                       研究［Ｊ］．　粮食与油脂，　２００１，　（３）：　５－７．

   Ｙ２＝０．６３Ｘ１　＋　０．５３Ｘ２　＋　０．５５Ｘ３　－　０．０６Ｘ４　＋　０．０７Ｘ５

                                     ［７］ Ｊｅｎｓ　Ａｄｌｅｒ－Ｎｉｓｓｅｎ．　Ｄｅｔｅｒｍｉｎａｔｉｏｎ　ｏｆ　ｔｈｅ　ｄｅｇｒｅｅ　ｏｆ　ｈｙｄｒｏｌｙ－

   Ｙ３＝－０．３０Ｘ１　－　０．４６Ｘ２　＋　０．７２Ｘ３　－　０．３６Ｘ４　＋　０．２０Ｘ５

                                       ｓｉｓ　ｏｆ　ｆｏｏｄ　ｐｒｏｔｅｉｎ　ｈｙｄｒｏｌｙｓａｔｅｓ　ｂｙ　ｔｒｉｎｉｔｒｏｂｅｎｚｅｎｅｓｕｌｆｏｎｉｃ

   Ｙ４＝０．０４Ｘ１　－　０．２７Ｘ２　＋　０．３５Ｘ３　＋　０．７７Ｘ４　－　０．４６Ｘ５

                                       ａｃｉｄ［Ｊ］．　Ａｇｒｉｃ　Ｆｏｏｄ　Ｃｈｅｍ，　１９７９，　２７（６）：　１２５６－１２６２．

   Ｙ５＝０．０１Ｘ１　－　０．０５Ｘ２　－　０．０２Ｘ３　＋　０．５１Ｘ４　＋　０．８６Ｘ５

                                     ［８］ Ｍａｇｄａｌｅｎａ　Ｋａｒａｍａｃ，　Ｒｙｓｚａｒｄ　Ａｍａｒｏｗｉｃｚ，　Ｈｅｎｒｙｋ　Ｋｏｓｔｙｒａ．

   Ｙ′＝１３．２６　－　３．４０Ｙ１　－　０．０１Ｙ２　＋　１．０２Ｙ３　＋　０．５３Ｙ４　＋　１．９６Ｙ５　＋

                                       Ｅｆｆｅｃｔ　ｏｆ　ｔｅｍｐｅｒａｔｕｒｅ　ａｎｄ　ｅｎｚｙｍｅ／ｓｕｂｓｔｒａｔｅ　ｒａｔｉｏ　ｏｎ　ｔｈｅ

１．８８Ｙ１ 　＋　０．５７Ｙ２　　－　０．２７Ｙ３ 　＋　０．０５Ｙ４ 　－　０．７３Ｙ５　

   ２      ２         ２      ２   ２       ｈｙｄｒｏｌｙｓｉｓ　ｏｆ　　ｐｅａ　ｐｒｏｔｅｉｎ　ｉｓｏｌａｔｅｓ　ｂｙ　ｔｒｙｐｓｉｎ［Ｊ］．　Ｃｚｅｃｈ　Ｊ

   经分析计算，各因素对水解度的贡献率大小如                Ｆｏｏｄ　Ｓｃｉ，　２００２，　２０（１）：　１－６．

下：ｐＨ值为３．３２２，Ｔ为２．９６２，ｔ为２．５１５，［Ｓ］为１．７６０，

                                     ［９］ Ｍ　Ｃ　Ｍáｒｑｕｅｚ，　Ｖ　Ｆｅｒｎáｎｄｅｚ．　ｐＨ－ｓｔａｔ　ｍｅｔｈｏｄ　ｔｏ　ｅｖａｌｕａｔｅ

［Ｅ／Ｓ］为 ２．７３２。由此可以得出，ｐＨ对水解度的贡献率最        ｔｈｅ　ｈｅａｔ　ｉｎａｃｔｉｖａｔｉｏｎ　ｏｆ　ｓｕｂｔｉｌｉｓｉｎ　ｉｎｈｉｂｉｔｏｒ　ｉｎ　ｌｅｇｕｍｅｓ［Ｊ］．

大，其次为温度、酶与底物浓度比、时间和底物浓度。               Ｃｈｅｍ　Ｂｉｏｃｈｅｍ　Ｅｎｇ　Ｑ，　２００２，　１６（１）：　３１－３５．

                                     ［１０］ Ｊ　Ａｄｌｅｒ－Ｎｉｓｓｅｎ．　Ｅｎｚｙｍａｔｉｃ　ｈｙｄｒｏｌｙｓｉｓ　ｏｆ　ｆｏｏｄ　ｐｒｏｔｅｉｎｓ［Ｊ］．

３ 结　　论                                 Ｐｒｏｃｅｓｓ　Ｂｉｏｃｈｅｍｉｓｔｒｙ，　１９７７，　　Ｊｕｌｙ／Ａｕｇｕｓｔ：　１８－２３．

                                     ［１１］ Ｊｅｎｓ　Ａｄｌｅｒ－Ｎｉｓｓｅｎ．　Ｅｎｚｙｍａｔｉｃ　ｈｙｄｒｏｌｙｓｉｓ　ｏｆ　ｐｒｏｔｅｉｎｓ　ｆｏｒ

３．１ 采用二次回归正交旋转组合设计方法对 Ｐｒｏｔａｍｅｘ         ｉｎｃｒｅａｓｅｄ　ｓｏｌｕｂｉｌｉｔｙ［Ｊ］．　Ａｇｒｉｃ　Ｆｏｏｄ　Ｃｈｅｍ，　１９７６，　２４（６）：　１０９０－

复合蛋白酶水解大豆分离蛋白的工艺条件进行研究，在               １０９３．