植物乳杆菌fmb10产细菌素发酵条件的优化

陈芸芸 1,2,陆兆新 2,*,卢 静 2,杨 杰 2,魏照辉 2

(1.闽南师范大学生物科学与技术学院,福建 漳州 363000;2.南京农业大学食品科技学院,江苏 南京 210000)

摘 要:通过单因素试验对影响植物乳杆菌 fmb10发酵产细菌素的 8个影响因子进行初筛,采用 Plackett-Burman设计法确定显著影响因子,利用最陡爬坡试验逼近最佳响应面区域,运用 Design-Expert软件的中心组合试验设计( central composite design,CCD)对显著影响因子的重要水平和交互作用进行研究。结果表明,菌株 fmb10产细菌素的最佳发酵条件为:发酵温度 30.38℃、葡萄糖质量浓度 21.1 g/L、酵母膏质量浓度 11.0 g/L,在此条件下,植物乳杆菌 fmb10发酵上清液对大肠杆菌抑菌圈直径平均为 22.90 mm,与预测值 22.89 mm高度吻合,优化后植物乳杆菌 fmb10发酵上清液抑菌圈直径较原始抑菌圈直径( 18.37 mm)提高了 24.66%。

关键词:植物乳杆菌;细菌素; Plackett-Burman设计;响应面

乳酸菌细菌素已成为天然防腐剂研究与开发应用的热点 [1]。它是乳酸菌在代谢过程中通过核糖体合成机制产生的一类具有抑菌活性的多肽、蛋白质或蛋白质复合物 [2-3]。广谱性乳酸菌细菌素的开发已经成为乳酸菌研究的热点之一 [4],近几年越来越多的抑菌广谱性细菌素被发现 [5]。目前已在革兰氏阳性菌中发现 50余种羊毛硫细菌素 [6],一部分乳酸菌细菌素已作为天然食品添加剂用于食品保藏以减少化学防腐剂的添加量 [7]

本实验从福建漳州程溪本地特色水果凤梨中筛选得到一株具有广谱抑菌活性的植物乳杆菌 fmb10,为提高其植物乳杆菌素产量,对其进行了单因素初筛、 Plackett-Burman设计确定显著影响因子、最陡爬坡试验逼近最佳响应面区域、响应面法的中心组合试验设计 (central compositedesign,CCD)对显著影响因子的重要水平和交互作用进行研究,以确定植物乳杆菌 fmb10发酵产细菌素的最佳发酵条件,提高细菌素的产量。

1 材料与方法

1.1菌种

供试菌株:分离自福建漳州程溪菠萝,编号 fmb10

指示菌:大肠杆菌(E. coli ,南京农业大学食品科技学院酶工程实验室保藏。

1.2培养基

乳酸菌活化及筛选采用 MRS培养基 [8];指示细菌采用 NA培养基 [9]

1.3方法

1.3.1菌种的活化与培养

植物乳杆菌 fmb10经传代活化后,以 1%接种量接入液体 MRS培养基, 37℃静置培养 24 h [10]

1.3.2指示菌平板制备及抑菌活性的测定

用移液枪吸取过夜培养的幼龄大肠杆菌 1 mL100 mL NA培养基中( 50℃),充分摇匀,静置冷却备用;采用打孔扩散法测定抑菌活性 [11]

1.3.3单因素试验

1.3.3.1 发酵温度

分别设定 发酵温度为 2830353740℃,装液量 100 mL/250 mL,发酵 24 h

1.3.3.2初始 pH

HCl调节培养基初始 pH值为 5.56.06.57.07.530℃、装液量 100 mL/250 mL,发酵 24 h

1.3.3.3装液量

设定装液量为 406080100120 mL/250 mL30℃条件下发酵 24 h

1.3.3.4碳源

分别添加 20 g/L的葡萄糖( G)、蔗糖( S)、麦芽糖( M)、乳糖( L), 10 g/L G+10 g/L S10 g/L G+ 10 g/L L10 g/L G+10 g/L M37℃,发酵 24 h。单一碳源葡萄糖( G)质量浓度分别设为 5102030 g/L,以不添加任何碳源为空白对照。

1.3.3.5氮源

分别添加 20 g/L的蛋白胨( PP)、牛肉膏( BE)、酵母膏( Y E)、胰蛋白胨( T P)、柠檬酸三铵( AC), 10 g/L YE+2 g/L AC(配方 1)、 10 g/L YE+10 g/L TP(配方 2)、 10 g/L YE+10 g/L TP+ 2 g/L AC(配方 3)、 10 g/L YE+10 g/L TP+5 g/L AC(配方 4)、 10 g/L YE+10 g/L BE+2 g/L AC(配方 5)、 10 g/L YE+10 g/L PP+2 g/L AC(配方 6)、 10 g/L YE+ 10 g/L TP+5 g/L PP+2 g/L AC(配方 7),以不添加氮源为空白对照。

1.3.3.6磷酸盐

分别添加 2 g/LNa 3 PO 4KH 2 PO 4K 2 HPO 4Na 2 HPO 4NaH 2 PO 4NH 4 H 2 PO 4、( NH 4) 2 HPO 4;替换 NaH 2 PO 4添加量为 1234 g/L,以不添加磷酸盐为空白对照。

1.3.3.7金属离子

培养基中分别添加 2 g/LNaClKClMgCl 2CaCl 2MnCl 2CuSO 4FeSO 4,发酵 24 h,以不添加金属离子为空白对照。

1.3.3.8生长因子

培养基中吐温 -80体积分数分别为 0%、 0.1%、 0.2%、 0.3%、 0.4%、 0.5%,发酵 24 h

1.3.4 Plackett-Burman设计筛选

根据单因素试验结果,采用数据处理软件 Minitab 16Plackett-Burman设计法创建试验次数N =12的试验,对温度、碳源、氮源、磷酸盐、金属离子 5个主要因素进行考察,以抑菌圈直径为响应值进行试验各因素主效应分析,考察各因素对 fmb10产细菌素影响的显著性。

1.3.5最陡爬坡试验

根据 Plackett-Burman试验筛选出的显著因子,以试验值变化的梯度方向为爬坡方向,根据各因素抑菌圈直径的大小确定变化步长,逼近最佳区域,以建立有效的响应面拟合方程。

1.3.6响应面优化发酵条件模型的建立及其显著性

根据 Plackett-Burman试验结果,选出 3个显著影响的因素,运用 Design-Expert软件的 CCD法,每个因素取 3个水平,以- 101编码进行试验后,对数据进行二次回归拟合,得到包括一次项、平方项和交互项的二阶经验模型,分析各因素对 fmb10发酵产细菌素活性的主效应和交互效应,确定 fmb10产细菌素的最优培养条件。

2 结果与分析

2.1不同发酵条件对植物乳杆菌 fmb10发酵产细菌素的影响

图1 不同发酵温度(a)、初始pH值(b)和装液量(c)对fmb10发酵产细菌素的影响
Fig.1 Effects of culture temperature (a), initial pH (b) and medium volume (c) on the production of plantaricin

在不同发酵温度、初始 pH值及装液量条件下发酵,考察发酵条件对植物乳杆菌 fmb10发酵产细菌素的影响,结果见图 130℃时菌株 fmb10的抑菌圈直径最大,这与 Ogunbanwo[12]很多研究一致,在 30℃时最有利于植物乳杆菌产细菌素。也有报道某些植物乳杆菌产细菌素的最佳发酵温度较低, Delgado[13]研究发现,Lactobacillus plantarum 17.2b24℃时抑菌活性最高。初始 pH值和装液量对菌株 fmb10发酵产细菌素影响不明显,本试验选择初始 pH 6.0、装液量 100 mL/250 mL为后续研究的发酵条件。

2.2植物乳杆菌 fmb10发酵产细菌素的培养基组分优化

2.2.1主要营养成分

图2 不同碳源对fmb10发酵产细菌素的影响
Fig.2 Effects of different carbon sources on the production of plantaricin

如图 23所示,单纯加葡萄糖( G)为碳源,菌株 fmb10的抑菌活性明显高于其他碳源,且初始添加量为 20 g/L时抑菌活性最大, Matsusaki[14]研究也报道, Nisin Z类乳酸菌细菌素产生的最适碳源为葡萄糖和蔗糖。

图3 不同质量浓度葡萄糖对fmb10发酵产细菌素的影响
Fig.3 Effects of glucose concentration on the production of plantaricin

图4 20 g/L不同单一氮源(a)和复合氮源(b)对fmb10发酵产细菌素的影响
Fig.4 Effects of individual and combined nitrogen sources on the production of plantaricin

由图 4a4b可知, 柠檬酸三铵( AC)为氮源时,由于使得最终发酵液体系 pH值过高,抑制了菌株 fmb10细菌素的产生;而添加 20 g/L酵母膏( YE)培养得到的 fmb10菌株抑菌活性最高;混合氮源明显比单一氮源更有利于提高菌株 fmb10发酵产细菌素,其中以 10 g/L YE+10 g/L PP+2 g/L AC的组合抑菌作用最强,说明柠檬酸三铵( AC)作为单一氮源不适合,但作为复合氮源的成分,有重要的 pH值缓冲作用,这与鲁渊 [15]的分析结果一致。

2.2.2其他成分

磷酸盐的种类和质量浓度对细菌素产量变化有着明显的影响 [16]。图 56结果显示, NaH 2 PO 4对菌株 fmb10产细菌素的效果最佳,其质量浓度为 2 g/L时菌株 fmb10的抑菌活性最大。

图5 不同2 g/L的磷酸盐对fmb10发酵产细菌素的影响
Fig.5 Effects of different phosphate sources (2 g/L) on the production of plantaricin

图6 不同质量浓度NaH 2PO 4对fmb10发酵产细菌素的影响
Fig.6 Effects of NaH 2PO 4concentration on the production of plantaricin

图7 不同2 g/L的金属离子对fmb10发酵产细菌素的影响
Fig.7 Effects of different metal ions (2 g/L) on the production of plantaricin

金属离子不仅影响细菌的生长,如 Mg 2+Mn 2+Fe 2+会明显促进细菌生长 [17]Cu 2+具有较强的抑制作用 [18],同时也影响细菌素的发酵生产,极低质量浓度的 Ca 2+就能促进 Nisin的活性提高 20% [14],而 Zn 2+Cu 2+均有不同程度的抑制作用,其中 Cu 2+的抑制作用最强 [19]。由图 7可知, Cu 2+对菌株 fmb10合成细菌素有强烈的抑制作用,而 2 g/L Na +可以提高菌株 fmb10的抑菌活性,其他金属离子对菌株 fmb10细菌素的合成无明显提高作用。

图8 不同体积分数吐温-80对fmb10发酵产细菌素的影响
Fig.8 Effects of Tween-80 concentration on the production of plantaricin

适量吐温 -80会促进细菌素产生并提高抑菌活性,但过量吐温 -80会和硫酸铵反应形成沉淀,导致纯化工艺变复杂 [15]。由图 8可知,吐温 -80可提高细菌素的合成,但随着其体积分数增大到 0.5%,抑菌作用开始降低,加之高体积分数吐温 -80不利于分离纯化,故选择最适体积分数为 0.1%。

2.3 Plackett-Burman设计优化发酵条件

在单因素试验基础上,选择 5个对植物乳杆菌 fmb10发酵产细菌素有重要作用的因素:发酵温度、葡萄糖 质量浓度、酵母膏 质量浓度NaH 2 PO 4 质量浓度NaCl质量浓度,以抑菌圈直径为指标进行 Plackett-Burman设计,考察这些因素对 fmb10发酵产细菌素的影响,试验因素水平与结果见表 1

Plackett-Burman方差分析和各因素显著性检验结果见表 2,对菌株 fmb10产细菌素具有显著影响的因子为:X 1(P =0.006)、X 2(P =0.014)和X 3(P =0.015),且均为正效应,说明这 3个因素在水平上限时更有利于菌株 fmb10产细菌素,符合单因素筛选的试验结果,中心点应适当上移 [20]

表1 Plackett-Burman试验设计与结果
Table1 Plackett-Burman design with experimental and predicted values of bacteriostatic diameter

试验号因素抑菌圈直径/mm X 1发酵温度/℃X 2葡萄糖质量浓度/(g/L)X 3酵母膏质量浓度/(g/L)X 4NaH 2PO 4质量浓度/(g/L)X 5NaCl质量浓度/(g/L)试验值预测值1-1(20)1(40)-1(5)-1(1)-1(1)15.2516.34 21(40)-1(10)1(15)-1-119.2419.44 31-1-1-11(3)17.5516.49 411-11(3)-119.7720.10 5111-1122.5421.70 611-11119.3419.72 71-111-119.0320.03 8-1-1-1-1-114.2313.70 9-1111-121.5819.50 10-1-1-11114.1113.91 11-1-111115.8916.48 12-111-1117.3918.53

表2 Plackett-Burman设计回归模型方差分析
Table2 Analysis of variance of regression model from Table2 Analysis of variance of regression model from Plackett-Burman design sign

注:*.该因子效应显著。

模型项回归系数系数标准误差t值P值(Prob>|t|)截距8.2641.91046.880.005 X 10.158 500.038 384.130.006* X 20.878 90.255 93.430.014* X 32.570 00.767 63.350.015* X 42.9333.8380.760.474 X 5-1.9003.838-0.500.638标准差 = 1.329 50R 2= 87.21%

2.4最陡爬坡试验接近最大响应面区域

Plackett-Burman试验的结果选取X 1(发酵温度)、X 2(葡萄糖质量浓度)和X 3(酵母膏质量浓度)这 3个显著因素进行最陡爬坡试验,见表 3

表3 最陡爬坡试验设计及结果Table3 Experimental design and results of steepest ascent path
Table3 Experimental design and results of steepest ascent path

试验号X 1发酵温度/℃X 2葡萄糖质量浓度/(g/L)X 3酵母膏质量浓度/(g/L)抑菌圈直径/mm 12510512.83±0.01 228 15715.47±0.01 330201018.01±0.02 432251316.89±0.01 535301513.21±0.05

由表 3可知,最佳因素的条件处于第 3组,故以 30℃、 20 g/L葡萄糖和 10 g/L酵母膏作为后续试验的中心点进行响应面分析。

2.5响应面优化培养条件

2.5.1预测模型建立及显著性检验

通过 Plackett-Burman设计筛选出显著影响因子,并通过最陡爬坡试验确定接近响应值区域的因素水平,采用CCD进一步优化,结果见表 4

表4 中心组合试验设计及结果
Table4 Central composite design with experimental values of bacteriostatic diameter

试验号X 1发酵温度/℃X 2葡萄糖质量浓度/(g/L)X 3酵母膏质量浓度/(g/L)Y抑菌圈直径/mm 10(30)0(20)0(10)22.59 2 0 0 0 22.78 3 0-1(15)1(15)16.98 4-1(28)-1016.46 501(25)-1(5)17.25 61(32)0-118.59 7 1 1 0 19.66 8-10-117.09 9 0 0 0 22.35 1000022.74 1101120.74 120-1-118.98 13-11017.40 1410119.89 1500022.99 161-1017.01 17-10117.35

利用 Design-Expert分析软件对表中数据进行多元回归拟合,得到响应值抑菌圈直径(Y)对自变量X 1、X 2和X 3的二次多项回归方程:

对上述回归模型进行方差分析,结果如表 5,该模型达到了极显著水平(P< 0.000 1),回归方程的失拟性(P =0.164 3)检验不显著。回归模型的R 2 Adj =0.982 8,说明该模型能解释 98.28%的变化,决定系数R 2 =0.992 5,表明菌株 fmb10产细菌素抑菌活性的实测值与预测值之间有很好的拟合度。因此,此模型可用于分析和预测菌株 fmb10产细菌素的发酵条件。

表5 中心组合试验设计的回归模型方差分析结果
Table5 Analysis of variance of regression model from central composite design for bacteriostatic activity of plantaricin

方差来源平方和自由度均方F值P值(Prob>F)显著性模型94.87910.54102.47<0.000 1显著X 1发酵温度5.8715.8757.010.000 1 X 2葡萄糖质量浓度3.9513.9538.380.000 4 X 3酵母膏质量浓度1.1611.1611.300.012 1 X 1X 20.7310.737.110.032 2 X 1X 30.2710.272.630.149 0 X 2X 37.5417.5473.24<0.000 1 X1 2 29.74129.74289.05<0.000 1 X2 2 24.25124.25235.75<0.000 1 X3 2 13.68113.68132.98<0.000 1残差0.7270.10失拟检验0.4930.162.910.164 3不显著纯误差0.2340.06回归系数总和95.59169

2.5.2发酵条件的响应面分析与优化

由中心组合回归模型得到的响应面图见图 9,分别体现了影响菌株 fmb10发酵产细菌素的各显著因素间两两交互作用。可以看出,回归方程存在稳定点,通过软件分析,稳定点即最大值点,所对应的各显著因素最佳条件分别为发酵温度 30.38℃、葡萄糖质量浓度 21.1 g/L、酵母膏质量浓度 11.0 g/L,此时 fmb10发酵上清液的抑菌活性最高,抑菌圈直径达到 22.89 mm

图9 各因素交互作用对菌株fmb10细菌素合成影响的响应面图
Fig.9 Response surface plot showing the interactions of experimental factors on the production of plantaricin

2.5.3验证实验

以发酵温度 30℃、葡萄糖质量浓度 21.1 g/L、酵母膏质量浓度 11.0 g/L,分 3批发酵菌株 fmb10并测定其发酵上清液的抑菌活性,得到抑菌圈直径分别为 23.0122.9322.76 mm,平均值为 22.90 mm,与预测值 22.89 mm非常接近,比原始发酵上清液抑菌圈直径( 18.37 mm)提高了 24.66%。

3 结 论

本研究在单因素试验的基础上,采用响应面法对菌株 fmb10产细菌素发酵条件进行优化,通过 Plackett-Burman设计确定发酵温度、葡萄糖质量浓度、酵母膏质量浓度为显著影响因子,利用最陡爬坡试验逼近最佳响应面区域,最终运用 Design-Expert软件的中心组合试验设计对显著影响因子的重要水平和交互作用进行了研究,得到主要因子的最佳发酵条件为:发酵温度 30.38℃、葡萄糖质量浓度 21.1 g/L、酵母膏质量浓度 11.0 g/L,在此优化条件下对菌株 fmb10进行发酵并测定发酵上清液的抑菌活性,同得到发酵上清液的抑菌圈直径平均值为 22.90 mm,比原始发酵上清液抑菌圈直径( 18.37 mm)提高了 24.66%,与预测值 22.89 mm也非常接近,说明回归方程较真实地反映了筛选出的显著因子对菌株 fmb10发酵产细菌素的影响,建立的模型与实际情况基本相吻合,采用响应面法优化菌株 fmb10发酵产细菌素是有效可行的。

对发酵上清液进行浓缩,并通过有机溶剂萃取、Sephadex LH-20分子筛及Sephadex G-25层析等纯化后测定其抑菌圈大小,结果显示其仍然具有很高的抑菌活性,此优化后的发酵条件为后续将要进行的细菌素分离纯化鉴定工作提供了基础。

参考文献:

[1] GARC A P, RODR GUEZ L, RODR GUEZ A, et al. Food biopreservation∶ promising strategies using bacteriocins, bacteriophages and endolysins[J]. Trends in Food Science & Technology, 2010, 21∶ 373-382.

[2] CUI Yanhua, ZHANG Chao, WANG Yunfeng, et al. ClassⅡa bacteriocins∶ diversity and new developments[J]. International Journal of Molecular Sciences, 2012, 13(12)∶ 1668-1670.

[3] MILLS S, STANTON C, HILL C, et al. New developments and applications of bacteriocins and peptidesin foods[J]. Annual Review of Food Science and Technology, 2011, 2∶ 299-329.

[4] 杨天佑, 段改丽, 赵瑞香, 等. 嗜酸乳杆菌细菌素Lactobacillin XH1的生物学特性[J]. 食品科学, 2013, 34(17)∶ 197-200. doi∶ 10.7506/ spkx1002-6630-201317042.

[5] ABO-AMER A E. Optimization of bacteriocin production by Lactobacillus acidophilus AA11, a strain isolated from Egyptian cheese[J]. Annals of Microbiology, 2011, 61∶ 445-452.

[6] 郭兴华, 曹郁生, 东秀珠. 益生乳酸细菌∶ 分子生物学及生物技术[M].北京∶ 科学出版社, 2008∶ 214-271.

[7] 乌云达来, 陆兆新, 吕凤霞, 等. 嗜酸乳杆菌NX2-6产细菌素的发酵条件优化[J]. 食品科学, 2012, 33(3)∶ 179-183.

[8] 周昊朕. 嗜酸乳杆菌NX2-6抑菌物质的分离与结构鉴定[D]. 南京∶南京农业大学, 2011∶ 15-16.

[9] 东秀珠. 常见细菌系统鉴定手册[M]. 北京∶ 科学出版社, 1999∶ 50-53.

[10] 凌代文, 东秀珠. 乳酸细菌分类鉴定及实验方法[M]. 北京∶ 中国轻工业出版社, 1999∶ 84-108.

[11] 高飞. 抗菌肽快速筛选方法与抗菌活性的研究[D]. 无锡∶ 江南大学, 2011∶ 10-13.

[12] OGUNBANWO S T, SANNI A I, ONILUDE A A. Influence of cultural conditions on the production of bacteriocin by Lactobacillus brevis OGI[J]. Africa Journal of Biotechnology, 2003, 2(7)∶ 179-184.

[13] DELGADO A, ARROYO LOPEZ F N, BRITO D, et al. Optimum bacteriocin production by Lactobacillus plantarunm 17.2b requires absence of NaCl and apparently follows a mixed metabolite kinetics[J]. Journal of Biotechnology, 2007, 130(2)∶ 193-201.

[14] MATSUSAKI H, ENDO N, SONOMOTO K, et al. Lantibiotic nisin Z fermentative production by Lactococcus lactis IO-1∶ relationship between production of the lantibiotic and lactate and cell growth[J]. Applied Microbiology Biotechnology, 1996, 45(1)∶ 36-40.

[15] 鲁渊. 植物乳杆菌ZJQ的鉴定及其细菌素的初步研究[D]. 杭州∶ 浙江工商大学, 2010∶ 40-41.

[16] TODOROV S D, DICKS L M. Bacteriocin production by Lactobacillus pentosus ST712BZ isolated from boza[J]. Brazilian Journal of Microbiology, 2007, 38(1)∶ 166-172.

[17] ONIFADE A A, AI-SANE N A, AI-MUSALLAM A A, et al. A review∶ potentials for biotechnological applications of keratindegrading micro organisms and their enzymes for nutritional improvement of feathers and other keratins as livestock feed resources[J]. Bioresource Technology, 1998, 66(1)∶ 1-11.

[18] PARENTE E, RICCIARDI A. Production, recovery and purification of bacteriocins from lactic acid bacteria[J]. Applied Microbiology and Biotechnology, 1999, 52(5)∶ 628-638.

[19] 罗海, 唐洁, 汪静心, 等. 响应曲面法优化乳杆菌产细菌素的条件研究[J]. 生物工程, 2012, 33(13)∶ 63-66.

[20] 章栋梁, 钟蔚, 张充, 等. 响应面法优化重组枯草芽孢杆菌产脂肪氧合酶条件[J]. 核农学报, 2012, 26(2)∶ 324-329.

Optimization of Culture Conditions for Plantaricin Produced by Lactobacillus plantarum fmb10

CHEN Yunyun 1,2 , LU Zhaoxin 2,* , LU Jing 2 , YANG Jie 2 , WEI Zhaohui 2
(1. School of Biological Science and Biotechnology, Minnan Normal University, Zhangzhou 363000, China; 2. College of Food Science and Technology, Nanjing Agricultural University, Nanjing 210000, China)

Abstract: Influences of 8 factors (including medium components and culture conditions) on the production of plantaricin by Lactobacillus plantarum fmb10 were evaluated by Plackett-Burman design to select the most significant factors. Subsequently, the path of steepest ascent design was used to approach the optimal region, followed by the use of central composite design (CCD) and response surface methodology for further optimization of the selected significant factors. Culture temperature, glucose concentration and yeast extract concentration were found to be the factors with the most significant influence on plantaricin production, and their optimum levels were determined as 30.38, 21.1 g/L and 11.0 g/L, respectively. Under the optimum conditions, the bacteriostatic diameter of the fermentation supernatant was 22.90 mm, indicating a 24.66% increase compared with that (18.37 mm) obtained before optimization.

Key words: Lactobacillus plantarum ; plantaricin; Plackett-Burman design; response surface methodology

中图分类号: Q93.331

文献标志码: A 文章编号:1002-6630(2015)17-0140-06

文章编号:1002-6630(2015)17-0140-06

doi:10.7506/spkx1002-6630-201517027

收稿日期:2014-09-16

基金项目:“十二五”国家科技支撑计划项目(2011BAD23B05)

作者简介:陈芸芸(1978—),女,讲师,硕士,研究方向为食品微生物。E-mail:windy970530@163.com

*通信作者:陆兆新(1957—),男,教授,博士,研究方向为食品微生物与生物技术。E-mail:fmb@njau.edu.cn