張 偉 ， 張 琦， 阮馨怡， 王欣澤， 孔海南， 林 燕

(1.上海環(huán)科環(huán)境認證有限公司， 上海 200233； 2.上海交通大學 環(huán)境科學與工程學院， 上海 200240)

·研究報告——生物質(zhì)能源·

響應(yīng)曲面法優(yōu)化小麥秸稈纖維素酶水解條件

張 偉1， 張 琦2， 阮馨怡2， 王欣澤2， 孔海南2， 林 燕

(1.上海環(huán)科環(huán)境認證有限公司， 上海 200233； 2.上海交通大學 環(huán)境科學與工程學院， 上海 200240)

利用響應(yīng)曲面試驗設(shè)計方法(RSM)，選擇底物質(zhì)量分數(shù)、酶投加量、溫度、pH值及水解時間為試驗因子，還原糖(RS)產(chǎn)率為響應(yīng)值，考察小麥秸稈纖維素酶水解過程中各影響因子對還原糖產(chǎn)率的影響，對小麥秸稈纖維素酶水解條件進行優(yōu)化。結(jié)果表明，所考察的5個影響因子對還原糖產(chǎn)率均具有顯著影響(p<0.05)。所得回歸方程R2值為 0.946 9，p<0.05，變異系數(shù)(CV)值為4.37%，足夠精度值為26.396，說明模型高度顯著，可以在設(shè)計范圍內(nèi)對響應(yīng)值進行預(yù)測。模型預(yù)測最佳水解條件為底物質(zhì)量分數(shù)8.0%，酶投加量為35 FPU/g(以秸桿質(zhì)量計)，溫度50 ℃，pH值5.4，水解時間96 h。利用最優(yōu)水解條件進行驗證試驗，所得還原糖產(chǎn)率為60.73%，水解液中葡萄糖和木糖質(zhì)量濃度分別為31.84和 16.74 g/L。

小麥秸稈；纖維素酶水解；響應(yīng)曲面法；還原糖

日趨嚴峻的能源危機已成為當今世界各國所面臨的巨大挑戰(zhàn)，因此發(fā)展可再生的生物質(zhì)能源來替代日益枯竭的傳統(tǒng)化石燃料成為全球研究的熱點[1-2]。燃料乙醇，作為一種原料豐富、可再生的生物質(zhì)能源受到了廣泛關(guān)注，尤其是以農(nóng)業(yè)廢棄物為原料還具有避免與人爭糧的優(yōu)點[3-5]。有研究表明，相對于美國和巴西以玉米和甘蔗為主要原料的燃料乙醇生產(chǎn)方式[6]，以農(nóng)業(yè)廢棄物來生產(chǎn)燃料乙醇更有助于溫室氣體減排，排放量能減少達86%[7]。秸稈原料的水解糖化過程是燃料乙醇生產(chǎn)過程中非常重要的一步[8]，只有先將秸稈中的主要成分(如纖維素、半纖維素)轉(zhuǎn)化為葡萄糖、木糖等單糖，才能在后續(xù)的發(fā)酵過程中為酵母所利用，產(chǎn)生乙醇。傳統(tǒng)的稀酸水解方法需在高溫、高壓下進行，能耗高，副產(chǎn)物較多，且該水解方法對設(shè)備的要求也較高[9]。利用纖維素酶來水解秸稈產(chǎn)生還原糖，具有糖產(chǎn)率高、副產(chǎn)物少等優(yōu)點[10]。然而纖維素酶水解過程非常復(fù)雜，影響因子較多，且只有在合適的環(huán)境下才能發(fā)揮其最佳活性。溫度為40～50 ℃，pH值為4.5～5.5時纖維素酶的活性較強[11-12]。此外，秸稈類纖維素酶水解過程還存在固體含量低、水解時間長、酶投加量高，還原糖產(chǎn)率較低等缺點[13-16]。通過傳統(tǒng)的單因素試驗來優(yōu)化復(fù)雜的反應(yīng)系統(tǒng)不僅耗時耗力，而且結(jié)果可靠性較低，不能很好的反映影響因子之間的相互作用對反應(yīng)過程的影響[17]。響應(yīng)曲面法(RSM)在培養(yǎng)基篩選和優(yōu)化方面應(yīng)用較多[18]，但在優(yōu)化纖維素酶水解過程中應(yīng)用較少。作者以經(jīng)過NaOH預(yù)處理的小麥秸稈為原料，采用5因素3水平響應(yīng)曲面分析方法，以還原糖(葡萄糖、木糖)產(chǎn)率為響應(yīng)值，對纖維素酶水解過程進行優(yōu)化，確定纖維素酶水解的最佳條件，并通過建立的模型方程及三維響應(yīng)曲面圖，考察影響因子間交互作用對酶水解過程的影響。

1 實 驗

1.1 材料與儀器

NaOH預(yù)處理小麥秸稈，自制。纖維素酶C2730，購自Sigma公司，提取自TrichodermareeseiATCC26921，酶活性為82.22 FPU/mL。

10-AD高效液相色譜，RID-10A 示差折光檢測器，日本島津；Aminex-HPX-87P 色譜柱，美國伯樂;HZQ-F160 全溫振蕩培養(yǎng)箱;L550 臺式低速離心機。

1.2 實驗方法

1.2.1 NaOH預(yù)處理小麥秸稈 在NaOH質(zhì)量分數(shù)1.0%，小麥秸稈5.0%，預(yù)處理時間60 min，溫度121 ℃的條件下對小麥秸稈進行預(yù)處理。處理后小麥秸稈粒徑 0.178 mm，纖維素、半纖維素和木質(zhì)素含量分別為58.84%、22.85%和11.75%。

1.2.2 秸稈纖維素酶水解 NaOH預(yù)處理小麥秸稈纖維素酶水解實驗做3個平行樣，每個樣品總有效體積為20 mL，并通過0.05 mol/L檸檬酸-檸檬酸鈉緩沖液調(diào)節(jié)pH值，所有酶水解實驗于轉(zhuǎn)速180 r/min的搖床中進行，控制不同的反應(yīng)條件下水解。水解結(jié)束的樣品立即于100 ℃水浴鍋中水浴5 min，然后4 000 r/min離心10 min，取上清液，經(jīng)0.45 μm濾膜過濾后于2 mL棕色樣品瓶中4 ℃保存。

1.2.3 還原糖的測定 葡萄糖、木糖質(zhì)量濃度通過高效液相色譜進行定量分析，色譜柱子型號為Aminex HPX-87P ，柱溫65 ℃，檢測器溫度40 ℃，流動相為超純水，流速0.8 mL/min，注射體積20 μL。

本研究中定義還原糖產(chǎn)率(YRS)為秸稈纖維素酶水解過程中，每克預(yù)處理小麥秸稈產(chǎn)生的還原糖質(zhì)量，如公式(1)所示。

YRS=CRS×V/m×100%

(1)

式中：CRS—還原糖質(zhì)量濃度，g/L；V—樣品總體積，L；m—秸稈質(zhì)量，g。

1.2.4 響應(yīng)曲面試驗設(shè)計 采用Box-Behnken試驗設(shè)計方法(BBD)，研究和分析底物質(zhì)量分數(shù)、酶投加量、溫度、pH值和水解時間5個因素對秸稈纖維素酶水解過程中還原糖產(chǎn)率的影響，每個影響因子設(shè)計3個水平。

BBD試驗中，試驗次數(shù)(N)由公式(2)計算所得。

N=2k(k-1)+C0

(2)

式中：k—影響因子個數(shù)；C0—中心點個數(shù)[19]。

在該實驗中一共5因素試驗設(shè)計，共包含6個中心點，共46組試驗。利用Design-Expert version 8.0.6(Stat-Easy,Minneap-olis,MN)軟件，對所得數(shù)據(jù)進行回歸分析，以決定系數(shù)評價回歸方程擬合度好壞。通過方差分析(ANOVA)檢驗回歸方程中各項影響及顯著性水平。利用等高線圖，分析影響因子間相互作用及對還原糖產(chǎn)率的影響，最后在一定水平范圍內(nèi)求出最佳水解條件及響應(yīng)值，并通過驗證試驗進行檢驗。模型回歸方程如公式(3)所示。

yi=β0+ΣβiXi+ΣβiiXi2+ΣΣβijXiXj(i=1,2,...,k；j=1,2,...,k；i≠j)

(3)

式中：yi—預(yù)測還原糖產(chǎn)率，%；β0—攔截系數(shù)；βi—線性項；βii—二次項；βij—交互項；Xi、Xj—自變量編碼值。

2 結(jié)果與討論

2.1 回歸方程結(jié)果分析

表1為根據(jù)Box-Behnken試驗設(shè)計原理設(shè)計運行實驗的預(yù)測值和真實值。利用Design-Expert version 8.0.6軟件，對所得數(shù)據(jù)進行多元回歸擬合，除去影響較小的項，得到調(diào)整后的回歸方程，如公式(4)所示。

Y=51.73-4.51X1+7.20X2+3.94X3+2.77X4+8.04X5+2.14X1X2+2.76X1X3+1.92X1X5+1.85X2X3- 1.61X2X5+3.75X3X5+1.72X4X5+1.20X12-2.90X22-4.95X32-6.24X42-5.16X52

(4)

續(xù)表1

編號No.X1底物/%substrateX2酶投加量/(FPU·g-1)enzymeloadingX3溫度/℃temperatureX4pH值pHvalueX5水解時間/hhydrolysistime還原糖產(chǎn)率/%yieldofreduingsuger真實值truevalue預(yù)測值predictivevalue33822.55055449.4950.1834522.55045441.2241.7135510.04545430.6532.6236535.04545448.4347.0237222.54551247.5246.1738235.04555460.2959.6039522.54045436.0033.8240810.04555436.2236.1941822.54055436.6336.7642522.54569654.9052.8743222.55055455.4253.6644510.04559648.4546.1245222.54559658.5258.3946822.54545439.9539.41

對回歸方程進行方差分析，確定各因子影響及顯著性水平，結(jié)果見表2。p值用來檢驗回歸系數(shù)的顯著性，p值越小，各變量關(guān)聯(lián)的可靠程度越顯著[20]。本次實驗中，選擇p值小于0.05作為評價影響因子對模型影響顯著性水平的標準。研究表明回歸方程中各項系數(shù)為正的對響應(yīng)值(還原糖產(chǎn)率)具有提高作用[21-24]，反之，則不利于還原糖產(chǎn)率的提高。

表2 二階多項回歸方程方差分析

如表2所示，X1、X2、X3、X4、X5的p值均小于0.000 1，說明其均為顯著性影響因子。其中，底物質(zhì)量分數(shù)的增加不利于還原糖產(chǎn)率提高，其他影響因子則對還原糖產(chǎn)率的提高具有線性的積極作用。從二次項的p值分析可以看出，X12對還原糖產(chǎn)率的影響不顯著(p=0.084 5)；X22(p=0.000 2)、X32(p<0.000 1)、X42(p<0.000 1)和X52(p<0.000 1)對還原糖產(chǎn)率具有消極影響，且作用顯著。

X1X2(p=0.04)、X1X3(p=0.009 5)、X3X5(p=0.000 8)的p值小于0.05，說明底物質(zhì)量分數(shù)和酶投加量、底物質(zhì)量分數(shù)和溫度、溫度和水解時間之間的交互作用對水解液中還原糖產(chǎn)率影響顯著。通過模型的方差分析有助于確定模型擬合度的好壞。若模型的F值在5%水平上顯著(p<0.05)，則所得模型是合適的，且能用來準確地分析和解釋模型中各變量對響應(yīng)值的影響[25]。從表3可以看出模型的F值為50.82，p值小于0.000 1，說明本研究所得的模型是合適的。模型方程失擬值對應(yīng)的F值為2.95，p值為0.116 4(>0.05)，不顯著，說明所得的模型方程對實驗數(shù)據(jù)的擬合度較好，可用此模型來分析和解釋本實驗中所選影響因子對還原糖產(chǎn)率的影響。

方程的決定系數(shù)R2也是評價模型擬合度的一個重要參數(shù)[26]。R2值的范圍為0～1，R2值越接近1，表明方程的擬合度越高。該回歸方程R2值為0.968 6，表明大約96.86%的實驗數(shù)據(jù)與用此模型方程預(yù)測的響應(yīng)值相一致，且僅有不到5%的數(shù)據(jù)不能由該模型方程來表示。該模型的調(diào)整R2值為0.949 5，與R2值合理一致，說明該模型高度顯著。預(yù)測R2值通常用來表示模型對新數(shù)據(jù)的預(yù)測能力。該模型的預(yù)測R2值為0.902 8，與調(diào)整R2值合理一致，說明該模型預(yù)測能力較好。

變異系數(shù)(CV)代表不同水平的處理組之間的變異程度，較小的變異系數(shù)表明實驗操作準確且可靠性較高[27]。該模型的變異系數(shù)為4.37%，說明該實驗準確可靠。足夠精度值用來衡量信噪比大小，該值大于4較為理想。該模型回歸方程的足夠精度值為26.396(大于4)，表明有充足的信號，可以在設(shè)計范圍內(nèi)進行模擬。

2.2 還原糖得率的響應(yīng)曲面分析

2.2.1 底物質(zhì)量分數(shù)和酶投加量的影響 圖1(a)為底物質(zhì)量分數(shù)和酶投加量對還原糖產(chǎn)率影響的響應(yīng)曲面圖。由圖1(a)可知，酶投加量保持在較低水平時(10 FPU/g)，一方面，隨著底物質(zhì)量分數(shù)的增加，溶液混合程度降低，混勻難度加大，且由于秸稈總比表面積增大，有限的纖維素酶不能充分吸附到秸稈有效部位進行水解作用，造成還原糖產(chǎn)率下降；另一方面，隨著水解反應(yīng)的進行，產(chǎn)生的葡萄糖對纖維素酶的活性有抑制作用，阻礙水解反應(yīng)的進一步進行。酶投加量在較高水平時(35 FPU/g)，即使在高底物質(zhì)量分數(shù)條件下，纖維素酶也能充分吸附于秸稈表面進行水解，此時，底物質(zhì)量分數(shù)的增加對還原糖產(chǎn)率影響較小。即當酶投加量增加到一定程度后，底物質(zhì)量分數(shù)對還原糖產(chǎn)率影響較小。

Manonmani等[28]通過對云杉的酶水解研究，酶投加量為10～12.5 FPU/g，發(fā)現(xiàn)當?shù)孜镔|(zhì)量分數(shù)從2%增加到5%時，纖維素轉(zhuǎn)化率出現(xiàn)了較大程度的下降；酶投加量和底物質(zhì)量分數(shù)分別增加到原來的10倍和8%時，纖維素轉(zhuǎn)化率達到最大值，這與本研究成果相似。

2.2.2 底物質(zhì)量分數(shù)和溫度的影響 圖1(b)為底物質(zhì)量分數(shù)和溫度對還原糖產(chǎn)率影響的響應(yīng)曲面圖。由圖1(b)可知，溫度保持在較低水平時(40 ℃)，隨著底物質(zhì)量分數(shù)升高，還原糖產(chǎn)率逐漸下降，且下降趨勢較快。溫度保持在較高水平時(50 ℃)，還原糖產(chǎn)率隨秸稈底物質(zhì)量分數(shù)的升高而降低的幅度較小，且趨勢較為緩慢。此外，纖維素酶水解適宜的溫度為40～50 ℃[11]，在此范圍內(nèi)，溫度的提高有利于纖維素酶活性的提高，從而有利于酶水解反應(yīng)的進行，提高還原糖產(chǎn)率。Ferreira等[29]利用響應(yīng)曲面法對金鏈花的酶水解過程進行優(yōu)化，得出最佳的水解溫度為50 ℃，與本研究結(jié)果相一致。

2.2.3 溫度和水解時間影響 圖1(c)為溫度和水解時間對還原糖產(chǎn)率影響的響應(yīng)曲面圖。從圖1(c)可看出，過低的溫度及水解時間都不利于還原糖產(chǎn)率的提高。水解時間較短時(12 h)，還原糖產(chǎn)率隨著反應(yīng)溫度的升高而呈現(xiàn)先增加后減小的趨勢。因為升高溫度不僅提高了酶的反應(yīng)活性，也會使水解體系中水分子運動加快，加快還原糖釋放的速率，同時也提高了纖維素酶從纖維素表面釋放速率。隨著反應(yīng)溫度的進一步增加，反應(yīng)體系中水分子運動過快不利于纖維素酶的吸附，而水解時間較短時，酶水解前期還原糖產(chǎn)率的提升主要依賴于纖維素酶的吸附作用，因此還原糖產(chǎn)率表現(xiàn)出先升后降的趨勢[30]。水解時間較長時(96 h)，還原糖產(chǎn)率隨著反應(yīng)溫度升高而增加。這是由于水解時間較長時，纖維素酶可充分作用于秸稈，溫度的升高提高了纖維素酶的活性且加快了還原糖的釋放速率。

2.2.4 pH值和水解時間影響 圖1(d)為pH值和水解時間對還原糖產(chǎn)率影響的響應(yīng)曲面圖。如圖1(d)所示，還原糖產(chǎn)率隨著pH值的增加呈現(xiàn)先增加后減小的趨勢，但變化幅度不大，適宜的pH值范圍為4.5～5.5[12]。pH值偏高或偏低時都會導(dǎo)致纖維素酶活力的降低，甚至喪失。且pH值的改變能影響酶活性中心上必須基團的解離程度，從而影響酶分子對底物分子的結(jié)合和催化。只有在特定的pH值下，酶和底物的解離狀態(tài)才最適宜它們的相互結(jié)合，并發(fā)生催化作用，從而使酶促反應(yīng)速度達到最大值，提高還原糖產(chǎn)率。

圖1 各變量對還原糖產(chǎn)率影響的響應(yīng)曲面圖

2.3 最佳水解條件及驗證試驗

通過Design-Expert 分析結(jié)果可知，模型預(yù)測的還原糖產(chǎn)率為66.19%，所對應(yīng)的最佳水解條件為底物質(zhì)量分數(shù)8.0%，酶投加量35 FPU/g，溫度50 ℃，pH值5.4，水解時間96 h。利用最佳水解條件進行驗證試驗，溶液總體積為20 mL，所得還原糖產(chǎn)率為60.73%，此時，水解液中葡萄糖和木糖質(zhì)量濃度分別為31.84和 16.74 g/L，與模型預(yù)測值相差不大，說明回歸方程能比較真實地反映各影響因子對還原糖產(chǎn)率的影響，試驗值與預(yù)測值擬合度較好，該模型是顯著有效的。另外，通過與前期單因子試驗所得纖維素酶水解條件：底物質(zhì)量分數(shù)4.0%，酶投加量30 FPU/g，溫度40 ℃，pH值4.8，水解時間72 h及最大還原糖產(chǎn)率60.20%對比發(fā)現(xiàn)，在Box-Behnken試驗設(shè)計優(yōu)化的最佳反應(yīng)條件下所得還原糖產(chǎn)率較單因子試驗所得結(jié)果略高，但底物質(zhì)量分數(shù)提高了一倍，這將提高后續(xù)發(fā)酵過程中的乙醇濃度，降低后期蒸餾費用，提高秸稈纖維素燃料乙醇生產(chǎn)的經(jīng)濟性。因此，利用Box-Behnken試驗設(shè)計建立的響應(yīng)曲面模型能夠找到秸稈纖維素酶水解的最佳反應(yīng)條件。

3 結(jié) 論

3.1 利用Box-Behnken試驗設(shè)計方法，設(shè)計了一個5因素3水平響應(yīng)曲面試驗，考察了底物質(zhì)量分數(shù)(X1)、酶投加量(X2)、溫度(X3)、pH值(X4)、水解時間(X5)及其交互作用對NaOH預(yù)處理小麥秸稈纖維素酶水解過程中還原糖產(chǎn)率的影響，得到顯著有效的回歸方程：Y=51.73-4.51X1+7.20X2+3.94X3+2.77X4+8.04X5+2.14X1X2+2.76X1X3+1.92X1X5+1.85X2X3-1.61X2X5+3.75X3X5+1.72X4X5+1.20X12-2.90X22-4.95X32-6.24X42-5.16X52。

3.2 利用此回歸方程預(yù)測出預(yù)處理小麥秸稈最大還原糖產(chǎn)率為66.19%，最佳水解條件為底物質(zhì)量分數(shù)8.0%，酶投加量35 FPU/g，溫度50 ℃，pH值5.4，水解時間96 h。驗證試驗，所得還原糖產(chǎn)率為60.73%。此時，水解液中葡萄糖和木糖質(zhì)量濃度分別為31.84和 16.74 g/L。

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《生物質(zhì)化學工程》征稿簡約

《生物質(zhì)化學工程》是中國林科院林產(chǎn)化學工業(yè)研究所主辦的技術(shù)類刊物。報道范圍是可再生的木質(zhì)和非木質(zhì)生物質(zhì)資源的化學加工與利用，包括生物質(zhì)能源、生物質(zhì)化學品、生物質(zhì)新材料、生物質(zhì)天然活性成分和制漿造紙等。主要報道內(nèi)容為松脂化學、生物質(zhì)能源化學、生物質(zhì)炭材料、生物基功能高分子材料、膠黏劑化學、森林植物資源提取物化學利用、環(huán)境保護工程、木材制漿造紙為主的林紙一體化和林產(chǎn)化學工程設(shè)備研究設(shè)計等方面的最新研究成果。為了保證刊物的質(zhì)量，根據(jù)國家的有關(guān)標準和本刊的實際，特制定本簡約。

1 文稿具體要求

1.1 基本要求 論文應(yīng)有一定的科學性、創(chuàng)新性、實用性和可讀性，要求內(nèi)容充實，數(shù)據(jù)可靠，論點明確，文字精練。研究論文、綜述文章一般不超過7000字(包括中、英文摘要，圖、表，參考文獻)。

1.2 書寫順序 題目(題目應(yīng)簡潔、明確地反映研究成果的實質(zhì)及特點，字數(shù)不超過20字)，作者姓名、單位(署名順序按對文章貢獻大小排列。如作者不是同一單位，可分別在姓名右上角標注1、2等，并在作者單位前分別標上相應(yīng)的序號，全部接排，單位之間用分號“；”隔開)，中文摘要，關(guān)鍵詞(關(guān)鍵詞3～5個)，中圖分類號，英文摘要，正文，致謝，參考文獻。

1.3 摘要 論文摘要的基本要素包括研究的目的、方法、結(jié)果和結(jié)論。應(yīng)具有獨立性和自明性，即不閱讀全文，就能獲得必要的信息(中文摘要以200～300字為宜)。英文摘要與中文摘要內(nèi)容一致，語句通順(長度一般不超過150 words)。

1.4 前言 論文的前言部分不編號，不計算進正文層次。文字應(yīng)盡可能的簡明扼要，對之前的同類研究數(shù)據(jù)簡短概括并標注參考文獻即可，且前言部分應(yīng)少分段，盡可能不分段，不出現(xiàn)圖、表、分子式和化學式等。

1.5 正文層次標注 層次標題應(yīng)簡短明確，各層次一律用阿拉伯數(shù)字連續(xù)編號，不同層次的數(shù)字之間用下圓點“.”相隔，最末數(shù)字后面不加標點，如：“1”；“2.1”；“3.1.2”，一律左頂格。

1.6 外文、計量單位及符號 論文中的外文及符號要求區(qū)分文種、正斜體、黑白體、上、下角和大、小寫，動植物及微生物名稱在正文中第一次出現(xiàn)時，須加注拉丁文學名(斜體)。計量單位及符號按GB 3100～3102—1993的規(guī)定執(zhí)行，不得再使用已廢除的單位，如：目、克分子、克分子濃度(M)、當量濃度(N)、毫米汞柱(mmHg)、達因(dyn)、千克力(kgf)、標準大氣壓(atm)、卡(cal)等，且盡可能將行業(yè)單位轉(zhuǎn)換成標準單位使用。

1.7 圖、表 圖、表應(yīng)具有自明性，其內(nèi)容要與正文相呼應(yīng)，并附相應(yīng)的英文對照。圖應(yīng)精心設(shè)計，大小適中，一般不超過6幅為宜。表格設(shè)計要合理，一律用三線表(必要時可加輔助線)。表內(nèi)數(shù)字小數(shù)位上、下對齊，相鄰欄內(nèi)的數(shù)字或內(nèi)容相同時應(yīng)一一列出，而不能用“同上”、“同左”……。表內(nèi)“空白”代表未測或無此項，“-”代表未發(fā)現(xiàn)，“0”代表實測結(jié)果為零。結(jié)構(gòu)式不應(yīng)夾雜于行文中，而應(yīng)以適當?shù)幕瘜W名稱或分子式書寫，行文中的分子式應(yīng)寫成一行。

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1.8 參考文獻 參考文獻必須標全并注意引用國內(nèi)外及本刊的最新文獻，以公開發(fā)表的、作者親自閱讀的文獻為限，并由作者對照原文一一核實。格式按GB/T 7714—2005的規(guī)定，采用順序編碼制，即所引文獻應(yīng)按文中出現(xiàn)的順序隨文標注，在正文引用處右上角用方括號標出文獻序號。①期刊 作者.題名[J].期刊名，出版年，卷號(期號)：起-止頁.； ②專著或圖書 作者.書名[M].版本.出版地：出版者，出版年：頁碼.； ③論文集 作者.篇名[C]∥編者. 論文集名.出版地:出版者,出版年：起-止頁.； ④專利 專利所有者.專利題名：專利國別，專利號[P].公告日期或公開日期(年-月-日).； ⑤電子文獻 主要責任者.電子文獻題名[文獻類型標志/載體類型標志].出版地：出版者，出版年(更新或修改日期)[引用日期].獲取和訪問路徑。如有出版者或出版地不清楚的請注[出版者不詳]或[出版地不詳]。

文獻作者標注為：漢語拼音，姓在前全大寫，名字全寫中間加“-”，外國人姓在前全大寫，名縮寫，不加縮寫號，作者最多列3人，其余用等(et al)標注。

1.9 作者簡介(加注在論文的首頁下) 來稿請注明第一作者的出生年，性別(民族——漢族可省略)，籍貫(含省、縣)，職稱，學位及研究方向。如有通訊作者的，請注明職稱、學位、博(碩)導(dǎo)等狀況及專業(yè)領(lǐng)域。

2 投稿約定

2.1 來稿請登錄本刊主頁(http:∥www.bce.ac.cn)進行在線投稿，稿件書寫格式按上述要求，請注明作者詳細通訊地址、郵政編碼及聯(lián)系電話。稿件一經(jīng)受理即交納審稿費。稿件處理結(jié)果在3個月內(nèi)通知作者。

2.2 稿件經(jīng)編輯部初審后送1～2位專家審閱，之后編輯部將審稿意見反饋給作者，對于擬發(fā)表的稿件，作者應(yīng)根據(jù)審稿人和編輯部的意見對稿件進行修改，在指定時間內(nèi)修回，同時提供電子文檔，交納版面費。修改后的稿件統(tǒng)一由主編終審后再排版印刷(稿件一經(jīng)發(fā)排，不得擅自修改或變更作者署名，且一般不得對文稿進行增刪)。來稿一經(jīng)發(fā)表，即按篇酌付稿酬，并贈送當期期刊2冊、單行本5份。

2.3 凡屬實驗研究報告的稿件，需提供作者所在單位推薦信，內(nèi)容包括: 文章題名、作者姓名及其排序，無泄密情況，無一稿多投；若為基金項目請給出項目名稱及編號(加注在論文的首頁下)。

2.4 來稿文責自負，請勿一稿多投。編輯部對來稿有權(quán)作技術(shù)性和文字修飾，但實質(zhì)性內(nèi)容的修改須征得作者同意。

2.5 凡本刊發(fā)表的文章將有可能進入國內(nèi)外相關(guān)數(shù)據(jù)庫并在互聯(lián)網(wǎng)上運行，其作者著作權(quán)使用費與本刊稿酬一次性給付。如作者不同意將文章編入相關(guān)數(shù)據(jù)庫，請在來稿時聲明，本刊將做適當處理。

3 編輯部聯(lián)系方式

郵政編碼：210042 地址：南京市鎖金五村16號 林化所內(nèi)《生物質(zhì)化學工程》編輯部；電話：(025)85482492，85482490；傳真：(025)85482492；E-mail：bce@vip.163.com；http:∥www.bce.ac.cn。

《生物質(zhì)化學工程》編輯部

Optimization of Enzymatic Hydrolysis of Wheat Straw by Using Response Surface Methodology

ZHANG Wei1, ZHANG Qi2, RUAN Xin-yi2, WANG Xin-ze2, KONG Hai-nan2, LIN Yan2

(1.Shanghai Huanke Environmental Certification Ltd.,Co., Shanghai 200233, China;2.School of Environmental Science and Engineering,Shanghai Jiao Tong University, Shanghai 200240, China)

With an aim to optimize the conditions of enzymatic hydrolysis of wheat straw,the parameters including solid content,enzyme loading,temperature,pH,and hydrolysis time were investigated by means of response surface methodology(RSM) with the reducing sugar(RS) yield as response value.The results showed that all the parameters had significant effects(p<0.05) on the reducing sugar yield.A well fitted regression equation withR2value of 0.946 9,p<0.05,coefficient variability(Cv) value of 4.37%,and adequate precision value of 26.396 indicated that the developed model was significant and could be used to navigate the designed space and predict the response.The predicted optimum conditions for enzymatic hydrolysis were solid content of 8.0%,enzyme loading of 35 FPU/g,temperature of 50 ℃,pH of 5.4,and hydrolysis time of 96 h.The experimental results showed that under the optimum conditions the corresponding RS yield was 60.73% with glucose and xylose concentrations of 31.84 and 16.74 g/L，respectively.Further,the results obtained in this research showed a high RS yield with high initial solid content,which would significantly improve the ethanol concentration,reduce the subsequently distillation costs,and improve the commercial potential of the lignocellulosic bioethanol production.

wheat straw;enzymatic hydrolysis;response surface methodology;reducing sugar

10.3969/j.issn.1673-5854.2015.02.008

2014- 04- 14

2014- 12- 29

國家水體污染控制與治理科技重大專項(2012ZX07105-003) 作者簡介：張 偉(1987—)，男，江蘇蘇州人，碩士，主要從事清潔生產(chǎn)審核及生物質(zhì)能源化利用研究；E-mail:nemosjtu@sina.com

TQ35;TQ223.122

A

1673-5854(2015)02- 0039- 08

*通訊作者：林 燕(1976—)，女，上海人，副教授，博士，碩士生導(dǎo)師，研究領(lǐng)域為生物質(zhì)能源化利用及流域水體富營養(yǎng)化生態(tài)治理; E-mail:linyansjtu@126.com。