益生枯草芽孢杆菌MA139增殖培养基的优化

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1、益生枯草芽孢杆菌 MA139 增殖培养基的优化郭小华 1 陆文清 1,2 邓萍 1 黄德仕（1.中国农业大学农业部饲料工业中心，北京100193；2.北京晟育达生物科技有限公司，北京 100193）摘 要 为得到益生芽抱杆菌 Bacillus subtilis MA139 产芽抱的最佳的培 养基，以摇瓶发酵的方法，用 P1ackett-Burman 设计从 l1 种原料中筛选出 4 种 对芽抱产量有显著影响的因素，即玉米粉、大豆粉、蛋白胨和MnSO - HO,然后42 针对这 4 个主要因素，用最陡爬坡试验及中心组合设计优化产芽抱的最佳培养基。结果证明，当培养基的配方为：玉米粉3.17g/L、

2、大豆粉5.80g/L、蛋白胨 3.62g/L、MnSO H O1.06g/L、葡萄糖 5g/L、尿素 3g/L、MgSO 7H O1.5g/L 和4 2 4 2KH PO 3g/L时，MAI39发酵36h细菌总数可以从8. 32 x 108cfu/ml提高到3.10 x 24109cfu/mL，芽抱率达到96%。试验表明，通过统计优化培养条件可有效提高 B.subtilis MA139 产芽孢的得率。关键词:枯草芽孢杆菌；发酵；培养基优化；试验设计抗生素添加剂在动物日粮中广泛使用，但其弊端和危害日益体现出来1，而 抗生素替代品的微生态制剂在畜牧业已得到应用2。微生态制剂常用的细菌是乳 酸菌，而

3、芽孢杆菌作为动物肠道的外源菌群，也有广泛应用，它能够改善动物胃 肠道的微生态平衡，促进动物生长，提高饲料利用率3-6。优良的微生态制剂必 须有足够的活菌数量7。因此，为了尽量提高产品芽孢的数量，需要对其产芽孢 的培养基进行系统优化，以降低生产成本，提高芽孢得率8。芽孢杆菌液体深层发酵培养基的优化一般采用单因子试验以及结合均匀设 计和正交设计的方法9-10。目前趋向采用统计软件构建高效试验设计来进行微生 物培养基的优化，通过对试验结果进行数学模拟和优化，可以简化试验步骤，提 高准确性11-14。本试验旨在以本试验室分离筛选得到的一株枯草芽孢杆菌 MA139 为出发菌株，优化产芽孢的最适培养基。1

4、、材料与方法1.1、菌株枯草芽抱杆菌MA139,本实验室自行分离和保存。该菌株经中科院微生物所 鉴定，其16S rRNA基因序列在GenBank的登录号为DQ415893。该菌株具有饲用 益生菌的应用潜力。1.2、培养基1) 种子及斜面保存培养基(SC培养基)成分为葡萄糖5g/L；蛋白胨5g/L；酵母粉1g/L；牛肉膏3g/L； MgSO7H O420.5g/L； MnSOH0 0.005g/L； pH7.0。固体培养基则在液体培养基中添加1.8%42 的琼脂作为凝固剂。2) 发酵培养基分别按照 Plackett-Burman 设计、最陡爬坡试验设计和中心组合设计的方法 来配制。1.3、试剂和

5、原料玉米、大豆为市售，粉碎后过 2O 目筛备用；试验中其他试剂均为分析纯。1.4、培养条件1) 种子培养条件250 mL三角瓶装种子培养基5OmL,接斜面活化后的种子一环,37C, 225r/min 旋转振荡培养 20h。2) 发酵培养条件250mL三角瓶装发酵培养基5OmL,按照4%的接种量接种后在37 C, 225r/min 旋转振荡培养 36h。1.5、细菌总数和芽孢总数的测定平板稀释法计数活菌数。芽抱计数则将稀释液放入8OC水浴中处理20min 后培养计数。1.6、培养基优化试验设计1)Plackett-Burman 设计在优化初期利用Plackett-Burman设计法，以葡萄糖(X

6、 )、可溶性淀粉1(X)、玉米粉(X)、大豆粉(X)、(NH)SO(X)、尿素(X)、蛋白胨(X)、2344 24567MgSO 7HO(X)、KHPO(X)、CaC1 (X )、MnSO HO(X )等为试验因子，对这 114282492104211种原料进行全面考察，并将其编码为-1 和+1的高低二阶层，其所代表的质量浓 度值，见表 1。选用” n=12的Plackett-Burman设计，并加上3个中心点来筛选和探讨11 个试验因子对细菌总数和芽孢总数的影响，每个试验结果报告为2 个重复试验的 平均值，见表2。表1 Plackett-Burman试验设计中各参数的编码值及其质量浓度g/L

7、独立变量编码水平-1+1葡萄糖(X)515可溶性淀粉(X)2515玉米粉(X)3515大豆粉(X)41030(NH ) S0 (X )264 245尿素(X)639蛋白胨(X)7515MSO 7HO(X)0.51.5g428KH P0 (X )13249C Cl (X )a21026MS0 HO(X )0.050.5n42112)最陡爬坡试验设计响应面拟合方程只有在考察的紧接邻域里才充分近似真实结果，故只有在最 先逼近最大目标产物产量区域后才能建立有效的响应面拟合方程16。以试验值变 化的梯度方向为爬坡方向，根据各因素效应值的大小确定变化步长，从而快速逼 近产量最大值。根据 Plackett-

8、Burman 设计的结果，来确定是否进行最陡爬坡试 验。3) 中心组合设计根据 Plackett-Burman 设计筛选出的试验因子和最陡爬坡试验确定的逼近浓度，以JMP5.0软件设计中的DOE程序进行中心组合试验，拟合数据得到一个 描述因变量（细菌总数）与自变量（培养基组分）关系的二阶经验模型in: y=b +o工biXi +Z bijXiXj+工 biiXzii；式中：y为预测响应值，即细菌总数（1gN （cfu/mL）； b为回归系数；Xi为自变量的编码水平。用JMP5.0软件对 tot试验数据进行回归拟合，并对拟合方程作显著性检验和方差分析。2、结果与讨论2.1、影响芽孢杆菌增殖的重要

9、因素按照Plackett-Burman试验设计，在发酵36h时取样测定发酵液当中的细菌 总数（total number， N ）和芽抱总数（spore number， Ns）。Plackett-Burman tot试验设计结果见表2并对其进行一阶模式回归分析（表3）。细菌总数和芽孢总数 2种结果回归分析的检定系数分别为0.96和0.94，说明回归分析能够确切地描 述试验数据。根据分析结果，发现对 B.subtilis MA139 发酵起主要作用有4 种 原料，即玉米粉、大豆粉、蛋白胨和MnSO4 H2O,并对11种原料成分归纳调整, 作为下一步试验分析的依据。质量浓度调整说明见表4。表 2 P

10、lackeet-Burman 试验设计结果（n=12）编号变量水平响应值X X X X X X X X X X X lgN /(cfu/ml) lgN/(cfu/ml)12345678910Htots1-11-111-11-1-11-18.698.482-1-1-1-11-111-1-119.379.353000000000009.018.9941-1-111-11-11-1-18.418.405-111-11-1-111-1-19.319.296111111111118.438.327-11-1-1-111-11-119.259.24811-11-1-1-11-1-119.079.069-1

11、-111-1111-1-1-18.238.1810000000000009.059.0511111-1-1-11-1-11-18.308.26121-1-1-1-11-1111-19.159.1513-1-111-1-1-1-11119.068.9414000000000009.029.01151-11-111-1-1-1-118.798.74表3Plackeet-Burman试验设计回归分析结果cfu/L截距参数细菌总数Ntot芽抱总数Ns参数估计tP参数估计tPintercept8.876203.0440.0008.831163.2940.000X1-0.147-3.0010.058-0.

12、129-2.1360.122X20.0030.0680.950-0.009-0.1520.889X3-0.152-3.1030.053*-0.163-2.6880.075*X4-0.190-3.8880. 030*-0.221-3.6520.035*X5-0.005-0.1020.925-0.021-0.3450.753X6-0.082-1.6710.193-0.099-1.6400.200X7-0.173-3.5470. 038*-0.159-2.6330.078*X80.0881.8070.1680.1081.7880.173X90.0971.9780.1420.1061.7500.178

13、X10-0.005-0.1020.925-0.034-0.5650.612X0.1573.2050. 049*0.1582.6050.080*11P=0.082, RSq=0.96P=0.125, RSq=0.94注：*为 PV0.1, *V0.05。表4Plackeet-Burman试验设计各因子结果的质量浓度分析试验因子质量浓度(g/L)说明调整前调整后葡萄糖(x)15-155对细菌总数和芽抱总数为负相关，对细菌总数影响达到显著水平，而对芽抱总数的影响不显著，为了减少试验因子，维持在低水平可溶性淀粉(X)25-15删除无显著影响，可信度大于20%,删除此因子玉米粉(X)35-151-5负显

14、著，降低筛选浓度大豆粉(X)410-301-10负极显著，降低筛选浓度(NH ) S0 (X )4 2452-6删除无显著影响，可信度大于20%，删除此因子尿素(X)63-93不显著，负相关，可信度小于20%，为减少试验因子，维持在低水平蛋白胨(X)75-151-5负显著，降低筛选浓度MS0 7HO(X)g4280.5-1.51.5不显著，可信度小于20%，为减少试验因子，维持在高水平KH P0 (X )2491-33不显著，正相关，P值相对较小，维持在高水平C Cl (X )a2102-6删除不显著，可信度大于20%，删除此因子MS0 HO(X )0.05-0.50.5-1.5显著，正相关，

15、提高筛选浓度n 42112.2、最陡爬坡试验选取对 B.subtilis MA139 发酵 4 种主要原料。对 Plackett-Burman 试验设 计中得到的结果进行 t 检验，比较中心点水平的平均响应值与试验点处的平均响 应值间的差异显著性。试验结果显示，中心点水平与试验点间在 a=005 水平上 不显著(P值分别是0.460和0.388)，这就表明本试验设计中选取的中心点水平 还没有接近最大的响应区域内，因此还必须进一步寻找中心点值，也就是最陡爬 坡试验。以回归系数最大的大豆粉(X )为基准，以每次减少浓度1%为基本步长()。4处理5 中的细菌总数和芽孢总数达到了最高，这一结果表明，处

16、理 5 的玉米粉(X)、大豆粉(X)、蛋白胨(X)、MnSO H20(X )这4种物质浓度已在最优点附近, 347411可以此浓度为中心点采用中心组合设计来对培养基作进一步的优化(表5)。而且 在 Plackett-Burman 设计及最陡爬坡试验中，细菌总数与芽孢总数的分析结果一 致，故在以下的中心组合设计仅以发酵液的细菌总数作为考察目标。表5最陡爬坡试验设计及其结果处理序号培养基成分/ (g/L)结果玉米粉(X )3大豆粉(X )4蛋白胨(X )7MnSO H20 (4X ) lgN /(cfu/ml)11totlgN /(cfu/ml)s15.0010.005.000.509.339.2

17、824.529.004.520.619.379.3034.088.004.080.729.139.1243.647.003.640.839.349.2953.206.003.200.949.439.4062.765.002.761.059.399.3472.324.002.321.169.109.0181.883.001.881.279.179.1591.442.001.441.389.068.95101.001.001.001.508.918.842.3、中心组合设计以最陡爬坡试验中处理5的玉米粉(X)、大豆粉(X)、蛋白胨(X)、347MnS04H2O(X )的浓度为中心点进行优化，选择中

18、心试验点为3,星号臂长y11=1.547。各自变量水平见表 6，试验设计及结果见表 7。分析结果表明(表8),模型极显著(PV0.01),并且有很好的确定系数，RSq=0.93。这表明B.subtilis MA139细菌总数93%的可靠性可由模型来预测。 并可以通过回归分析结果得出试验模型：y=9.434-0.003X-0.025X+0.028X-0.013X -0.006XX-0.02XX-0.009XX-347113 43 74 70.012XX -0.026XX -0.03XX -0.068XX-0.013XX-0.043XX-0.025X X3 114 117 ll3 34 47 71

19、1 11自变量前的数值为回归模型对应项的P值。根据JMP模型的分析结果以及二次回归方程可以得出，此模型具有最大响应值,极值分析结果见表9。根据结果换算成4个主因素的实际浓度值,即玉米粉3.17g/L，大豆粉5.80g/L，蛋白胨3.62g/L, MnSOH01.06g/L。采用优化出的42培养基，芽抱杆菌最终细菌浓度预测值为2.84X 109cfu/mL。为了检验模型预测的准确性，采用优化的培养基重复试验 3 次，发酵液当中平均细菌数为2.91Xl09cfu/mL，这表明实验值和实际值之间具有良好的拟合性，优化模型可靠。表6中心组合设计各因子及其编码值g/L独立变量编码水平-1.547-101

20、1.547玉米粉（X）31.652.203.204.204.75大豆粉（X）44.455.006.007.007.55蛋白胨（X）71.652.203.204.204.75MnSO H20 CX）0.550.690.941.191.32411表7中心组合设计及其结果编号变量水平lgN /(cfu/ml)s编号变量水平lgN /(cfu/ml)sX3X4X7X11X3X4X7X111-1-1119.3615-111-19.392-1-11-19.3616-11-119.2731.5470009.28171-1-1-19.244-1.5470009.271811-1-19.3150001.5479

21、.341900-1.54709.306-11119.23200-1.547009.467111-19.3021-1-1-119.298-1-1-1-19.2022001.54709.37900009.422300009.441000009.4324-11-1-19.20111-1119.291211119.20131-1-119.341411-119.202501.547009.3426000-1.5479.41271-11-19.36表8中心组合设计(CCD)回归分析结果回归系数参数估计标准差tPIntercept9.4340.015638.8100.000X3-0.0030.007-0.3

22、910.702X4-0.0250.007-3.8600.002X70.0280.0074.2820.001X11-0.0130.007-1.9610.074XX3 4-0.0060.007-0.8550.409XX3 7-0.0200.007-2.6150.023XX4 7-0.0090.007-1.2570.233回归系数参数估计标准差tPIntercept9.4340.015638.8100.000XX-0.0120.007-1.6350.1283 11XX-0.0260.007-3.4910.0044 11XX-0.0300.007-4.0670.0027 11XX3 3-0.0680.

23、009-7.6720.000XX4 4-0.0130.009-1.5220.154XX7 7-0.0430.009-4.8910.000X X11 11-0.0250.009-2.8050.016表9响应面极值分析临界值估计值细菌总数N/(cfu/ml)t稳定点模型XXX347X11-0.03-1.20.420.129.4542.84X109最大值2.4、优化结果验证采用优化后的培养基与起始的种子培养基进行对照，并对培养条件进行优 化，结果表明，优化后的培养基提高了各阶段细菌总数的数量，在36h时，优化 后培养基可以使细菌总数从8.32X 108cfu/mL提高到3.10 X Zcfu/mL，并且在 36h时，芽抱率可以达到96%。3、结论 通过 Plackett Burman 设计、最陡爬坡试验及中心组合设计的方法确定了B.subtilis MA139发酵培养的最适培养基。优化后B.subtilis MA139的细菌浓度为3.10X 10scfu/mL,芽抱率达到96%从而有效的提高了单位产芽抱的数量。