復合型蒲公英露酒浸提條件優化研究

黃 婷，黃 河，劉茗銘，楊亞嬌，王 媚，馮方劍，趙金松，

(1.四川輕化工大學生物工程學院，四川宜賓 644000；2.四川省酒業集團有限責任公司川酒研究院，四川成都 610000)

蒲公英（Taraxacum mongolicumHand.-Mazz.）是一種菊科蒲公英屬多年生宿根性植物，又稱華花郎、黃花地丁、婆婆丁等，具有一種多收、抗逆性強等特點，在我國大多數地區均有種植[1]。由于蒲公英含黃酮類化合物、多酚類化合物以及蒲公英色素等多種生理活性成分，具有抗氧化、抗炎、抗癌、抑菌、降血脂等功能特性[2-3]，逐漸應用于醫藥[4]（治療乳腺和婦科疾病）和保健食品領域[5]（蒲公英飲品），被國家衛生部列為藥食同源的物品[6]。成熟期的蒲公英含有較為豐富的活性功能因子，但口感苦澀，不利于食用，目前一般作為中藥使用，較大程度上限制了蒲公英作為食用性山野產品的利用價值。因此，加強蒲公英功能性食品的開發和深加工研究，對蒲公英產業發展具有重要意義。

露酒不僅具有相應的植物香和酒香[7]，且含有多種功能活性因子，使其具有特定的保健功能，符合當代人追求健康生活的需求，但由于中國傳統白酒等烈性酒種一直是國內酒行業的主流，目前大量研究主要集中在名優酒的生產工藝及風味影響因素（窖泥、糟醅及曲藥等[8-10]）上，對具有一定功能性的露酒等小酒種研究開發力度較低，致使露酒行業發展不平衡[11]。隨著人們生活水平提高，人們對營養和健康要求也不斷提高，目前，現有的露酒產品種類不能滿足當下露酒市場非常巨大的需求，促使露酒新產品開發成為酒類研究的熱點。蒲公英植株含有多種功能因子，且藥食同源，較適合作為露酒產品開發的原材料。

本研究采用輔助超聲技術和粉碎處理對蒲公英進行預處理，以甘草、金銀花和薄荷為輔料，濃香型白酒為酒基，并以總黃酮浸出量和總多酚浸出量為響應指標，通過單因素試驗、最陡爬坡試驗及響應面設計對浸提條件進行優化。基于上述優化條件，通過感官評價及活性成分分析，探究有效成分含量與復合型蒲公英露酒風味變化的相關性，為具備功能性蒲公英類露酒開發提供技術支持。

1 材料與方法

1.1 材料、試劑及儀器

原料：以“蒲公英”為關鍵詞，在藥智數據-中藥方劑數據庫檢索得127 個組方，其中與金銀花、甘草、薄荷配伍頻次高達125 次，金銀花配伍占比49.21 %，甘草配伍占比42.86 %，薄荷配伍占比7.14%，為復合型蒲公英露酒功能性提供了科學理論支撐。蒲公英，甘草，金銀花，薄荷，2020年7月采購于成都中和百康大藥房；濃香型酒基（60%vol），四川省酒業集團有限責任公司川酒研究院提供。

試劑及耗材：沒食子酸標準品（99.8%，-18 ℃避光保存），蘆丁標準品（99.4 %，2～8 ℃低溫保存），壇墨質檢科技股份有限公司；福林酚試劑（避光保存），中國國藥集團化學試劑有限公司；氫氧化鈉（AR級），甲醇（色譜純），硝酸鋁（AR級），亞硝酸鈉（AR 級），碳酸鈉（AR 級），成都煌羽實驗器材有限公司。

儀器設備：ST-04A 粉碎儀，上海樹立儀器儀表有限公司；T2600 紫外可見分光光度計，上海佑科儀器儀表有限公司；HWS-26型恒溫水浴鍋，DHG-9240（A）電熱鼓風干燥箱，上海一恒科學儀器有限公司；超聲儀，昆山潔力美有限責任公司；UPT-1-10T 超純水，四川優普超純科技有限公司；AX224ZH 電子天平，常州奧豪斯儀器有限公司；HWS 恒溫恒濕培養箱，北京中興偉業世紀儀器有限公司。

1.2 試驗方法

1.2.1 試驗工藝流程

原材料→分選整理→粉碎過20 目篩→輔助超聲處理→浸提（濃香型白酒（60%vol）按需降度處理）→澄清、過濾處理→調配（冰糖等糖類，檸檬酸等酸類，調配酒等）→裝罐儲存（陳釀）→過濾→分析檢測→成品露酒

1.2.1.1 輔助超聲處理[12-13]

為有效節約浸提時間和保持黃酮等化合物（對熱不穩定）功能活性，采取超聲輔助處理，其原理是超聲波在提取溶媒中產生的空化效應和機械作用，一方面可有效地破碎植物細胞壁，使有效成分呈游離狀態并溶入提取溶媒中，另一方面可加速提取溶媒的分子運動，使得提取溶媒和有效成分快速接觸，相互溶合。研究表明[25]，在葛根露酒的制備中，通過超聲處理，在相同條件下浸提黃酮類化合物，能夠明顯縮短浸提時間，因此，本文采取超聲輔助處理。

1.2.1.2 浸提處理

本試驗所選原料的有效成分大多存在于細胞原生質中的液泡中，待原料干燥后，黃酮等有效成分固結于細胞內，且干燥導致細胞半透膜遭到破壞的情況下，加以超聲輔助處理，利于有效成分的浸出[14]。浸提過程包括4個階段：一是潤濕，當干燥粉碎的原料與酒基（浸提溶劑）接觸時，酒基先附著在原材料表面，使其潤濕，而后通過毛細管和細胞間隙進入細胞組織；二是溶解，酒基進入細胞組織后，將可溶性有效成分（黃酮、多酚等）及無效雜質溶解，即細胞組織內溶液形成，導致細胞內滲透壓升高，促使更多酒基進入細胞內，從而造成細胞不斷膨脹至破裂，利于浸提有效進行；三是擴散，基于溶解過程，在細胞內形成濃溶液且具有高滲透壓，使細胞內有效成分不斷透過細胞膜向外擴散，在原材料表面形成一層高濃度膜（邊界層），細胞內的有效成分通過該膜向四周擴散，直至細胞內外濃度一致，此時擴散停止；四是置換，原材料表面的高濃度溶液被低濃度的酒基置換，保持整個浸提體系內具有較大濃度差，有利于有效成分的溶出[15]。

1.2.1.3 工藝要點

對蒲公英、甘草、金銀花和薄荷進行分選除梗后，粉碎處理過20 目篩，并按一定物料比稱量，備用；將酒基(60 %vol 濃香型白酒)用無菌蒸餾水按需降度，將原料與濃香型酒基以一定料液比混合，進行輔助超聲處理，并保溫10 min，攪拌后于室溫下進行浸提處理，取樣周期為1 d(在取樣前12 h 內禁止攪拌)，于冰箱低溫保存(2～8 ℃)；浸提完成后通過澄清過濾處理，得到復合型蒲公英露酒原液；由經專業訓練過的品評師進行露酒原液感官評價，根據感官品評結果進行調配，從而得到風味及營養功能俱佳的復合型蒲公英露酒。

1.2.2 單因素試驗設計

在露酒浸提過程中，分別對乙醇濃度、料液比、物料比、超聲功率、超聲時間、超聲溫度進行單因素試驗。將蒲公英、甘草、金銀花和薄荷粉碎處理至過20 目篩后，選擇酒基乙醇濃度為30%vol、35%vol、40%vol、45%vol、50%vol、55%vol、60%vol；料液比（m∶v）為0.01、0.02、0.03、0.04、0.05、0.06、0.07；物料比（蒲公英占比，m∶m）為0.2、0.3、0.4、0.5、0.6、0.7、0.8；超聲功率為200 W、220 W、240 W、250 W、260 W、280 W、300 W；超聲時間為5 min、10 min、15 min、20 min、25 min、30 min、35 min；超聲溫度為25 ℃、30 ℃、35 ℃、40 ℃、45 ℃、50 ℃、55 ℃，在常溫避光條件下浸提7 d，每個處理組重復3 次，采集數據126組。

1.2.3 Plackett-Burman 試驗設計

Plackett-Burman 試驗（P-B 試驗）是一種在影響因素較多時，可以通過最少試驗次數估計因素的主效應，科學、高效地篩選出重要影響因素的兩水平實驗設計方法[16]，用于研究影響復合型蒲公英露酒中黃酮和多酚浸出量的6 個工藝參數：酒基乙醇濃度、料液比、物料比、超聲功率、超聲時間、超聲溫度，從中篩選出顯著影響因素，用于響應面試驗設計分析。根據2.1 結果綜合分析，設定各因素高（1）、低（-1）兩個水平的取值，以黃酮和多酚的綜合值Y作為響應值，試驗設計及編碼見表1所示。

表1 Plackett-Burman試驗設計因素水平表

1.2.4 最陡爬坡試驗

根據Plackett-Burman 試驗回歸方程中各因素的系數確定最陡爬坡試驗的步長和爬坡方向，以最陡爬坡試驗結果的最大相應值作為響應面試驗分析的中心點[17]。

1.2.5 響應面優化試驗設計

由最陡爬坡試驗確定了酒基乙醇濃度、料液比、超聲溫度3 個因素取值的中間點，在優化的發酵條件基礎上，運用Design-Expert.10 軟件和Box-Behnken 設計響應面試驗，分別以酒基乙醇濃度、料液比、超聲溫度作為變量，并選用適當的水平，以黃酮和多酚的綜合值Y 作為響應值，設計3 因素3水平的響應面試驗，試驗設計的因素水平及編碼值如表2所示。

表2 響應面試驗因素及水平表

1.2.6 總黃酮浸出量測定[18]

黃酮類化合物的鄰二酚羥基、酮羰基和鄰位酚羥基在堿性條件下和鋁離子配位，生成穩定黃色絡合物在510 nm 產生強吸收。蘆丁標準曲線繪制：顯色體系為在5支25 mL比色管中加入0.30 mL 5.00%NaNO2后，分別加入0.00 mL、0.50 mL、1.00 mL、2.00 mL、3.00 mL、4.00 mL 的0.1 mg/mL 蘆丁標準溶液（CAS 號：153-18-4，50 %甲醇為溶劑），搖勻靜置6 min 后，加入0.30 mL 10 %Al(NO3)3，搖勻靜置6 min，加入4.00 mL 的4 % NaOH，50 %甲醇溶液定容至10 mL，搖勻靜置10 min 后在510 nm 處測定吸光度，擬合回歸方程為Y=0.0746x-0.0003，R2=0.9987，其中x 為OD510值，Y 為總黃酮浸出量（mg/mL）。

酒樣中黃酮浸出量測定：將所取酒樣用50 %甲醇溶液稀釋25倍后，按上述方法測定。

1.2.7 總多酚浸出量測定[19]

Fonlin-Ciocalteu 法：在堿性溶液中，Fonlin-Ciocalteu 試劑中鎢鉬酸可以將多酚類化合物定量氧化，其自身被還原生成藍色的化合物，藍色的深淺程度與含酚基團的數目成正比。沒食子酸標準曲線繪制：精確稱取0.0070 g 沒食子酸標準品（CAS號：149-91-7）于50 mL容量瓶中，用超純水定容，備用。分別在7支50 mL比色管中依次加入5.00 mL超純水和2.50 mL的2 mol/L Fonlin-Ciocalteu試劑，搖勻后，依次加入0.00 mL、1.00 mL、2.00 mL、3.00 mL、4.00 mL、5.00 mL、6.00 mL 的0.12 mg/mL 沒食子酸溶液，搖勻靜置30 s 后，加入4.00 mL 的12 %濃度的碳酸鈉，超純水定容至25 mL，于45 ℃水浴鍋中保溫90 min，在760 nm 處測定其吸光度，擬合回歸方程為Y=0.0074x-0.00005，R2=0.999，其中x 為OD760值，Y為總多酚浸出量（mg/mL）。

酒樣中總多酚浸出量測定：將所取酒樣用超純水稀釋10倍后，按上述方法測定。

1.2.8 感官評價

根 據GB/T 27588—2011《露 酒》[20]、NY/T 2104—2018《綠色食品 配制酒》[7]和GB/T 33405—2016《白酒感官品評術語》[21]等國家標準進行復合型蒲公英露酒感官評價標準制定（表3），由經專業培訓的品酒師進行盲評打分（國家級評委占比20%，省級評委占比20%）。

表3 復合型蒲公英露酒感官評價標準

1.3 數據處理

采用Design-Expert.10 軟件進行響應面試驗設計，并利用SPSS.22 統計軟件對試驗結果進行多重比較與q檢驗。重復3次。

在響應面分析中，對黃酮和多酚的檢測指標采用Hassan 方法[22]，將各指標均歸一化為0～1 之間的值。如公式1：

式中：di：每組試驗所得的真實值；dmax：實驗組中的最高值；dmin：試驗組中的最低值。

考慮到黃酮和多酚均是蒲公英復合型露酒中重要的活性成分且黃酮浸出量相對較高，因此，將黃酮和多酚的權重值分別設為0.6 和0.4，得到黃酮和多酚的綜合值Y，如公式2：

2 結果與分析

2.1 單因素試驗（圖1）

圖1 不同因素水平對黃酮、多酚浸出量的影響

如圖1（b）所示，料液比對黃酮浸出量和多酚浸出量具有顯著影響（p＜0.05）。黃酮浸出量隨料液比的增加呈上升后趨于穩定趨勢，料液比達到0.06 時，黃酮浸出量達到最大值，為0.256 mg/mL，此后黃酮浸出量趨于穩定；多酚浸出量隨料液比的增加呈上升后下降趨勢，在料液比為0.06 時，多酚浸出量達到最大值，為0.028 mg/mL，明顯高于其他料液比的多酚浸出量（P＜0.05），這與朱定國[23]復合型露酒工藝參數優化研究結果一致。綜上，選取0.5、0.7 兩個水平的料液比參數進行Plackett-Burman試驗。

如圖1（c）所示，黃酮浸出量隨物料比（蒲公英添加量）增加呈上升后趨于平穩趨勢，蒲公英添加量為0.4 時，黃酮浸出量達到峰值，為0.266 mg/mL，此后增加蒲公英添加量，黃酮浸出量趨于穩定；多酚浸出量隨蒲公英添加量增加呈先上升后下降趨勢，且蒲公英添加量為0.3 時，多酚類含量達到峰值，為0.028 mg/mL，該露酒多酚類化合物浸出規律與溫華婷等[24]試驗結果一致。綜上，選取0.3、0.5兩個水平的蒲公英添加量進行Plackett-Burman試驗。

如圖1（d）所示，在超聲功率為200～240 W時，黃酮和多酚浸出量均呈上升趨勢，并在超聲功率為240 W 時，達到峰值，分別為0.168 mg/mL、0.024 mg/mL，此功率下黃酮和多酚浸出量顯著高于其他處理組（P＜0.05）；此后隨超聲功率的增加，黃酮和多酚浸出量呈下降趨勢，這一試驗結果與邱遠[25]葛根露酒工藝研究結果一致。一方面可能是由于超聲功率增強，空化等效應隨之增強，導致已浸出的有效成分可能發生某些化學反應（如氧化反應），致使黃酮含量降低，另一方面可能是隨超聲功率增強，對黃酮等生物活性成分的分子結構產生破壞，致使測定結果偏低。綜上，選取220 W、250 W兩個水平的超聲功率進行Plackett-Burman試驗。

如圖1（e）所示，隨超聲時間的增加，黃酮和多酚浸出量呈上升后下降趨勢，且超聲時間為20 min時，達到峰值，分別為0.294 mg/mL、0.026 mg/mL，即顯著高于其他處理組（p＜0.05）。綜上，選取15 min、25 min 兩水平的超聲時間進行Plackett-Burman試驗。

如圖1（f）所示，超聲溫度對黃酮和多酚浸出量具有顯著影響（p＜0.05）。隨超聲溫度升高，黃酮和多酚浸出量呈上升后下降趨勢，且超聲溫度為35 ℃時，達到峰值，分別為0.275 mg/mL、0.026 mg/mL，即顯著高于其他處理組（p＜0.05）。超聲溫度適當升高時，促進植物組織纖維膨脹，加快可溶性成分的溶解速度和擴散速度，促使黃酮等有效成分的溶出，且有利于露酒和浸出物的穩定性（蛋白質被凝固變性，降低酶活，殺死微生物等），但當超聲溫度不斷升高時，將導致黃酮等不耐熱成分分解變質以及無效雜質大量累積，隨之露酒中有效成分含量降低，且酒體渾濁帶絮狀物[26]。綜上，選取30 ℃、40 ℃兩個水平的超聲溫度進行Plackett-Burman試驗。

2.2 Plackett-Burman試驗

在單因素試驗的基礎上，通過Plackett-Burman試驗和方差分析（表4、表5），從乙醇濃度、液料比、物料比、超聲功率、超聲時間、超聲溫度6 個因素中篩選獲得影響黃酮和多酚浸出量的關鍵因素。通過選用N=6，試驗組數為12 次的試驗設計，確定生產工藝參數的主要影響參數，通過Plackett-Burman程序擬合獲得的試驗結果見表4。

表4 Plackett-Burman試驗設計及結果

表5 Plackett-Burman試驗方差分析

2.2.1 方差分析

由表5 可知，該試驗設計模型F=83.20，p＜0.0001，即模型呈現極顯著，且模型決定系數R2=0.9901，R2adj=0.9782，說明該模型與試驗擬合程度較好，誤差較小，可用此模型快速、有效地篩選出主要影響因素；影響黃酮和多酚浸出量的關鍵因素依次為B＞A＞F＞D＞E＞C，即料液比＞乙醇濃度＞超聲溫度＞超聲功率＞超聲時間＞物料比，料液比（B）對綜合值Y 具有極顯著影響（F=442.17，p＜0.001），酒基乙醇濃度（A）與超聲溫度（F）對綜合值Y 具有顯著影響（P＜0.05），但物料比（C）、超聲功率（D）、超聲時間（E）對綜合值Y 不具有顯著性影響（P＞0.05）。因此選擇料液比、酒基乙醇濃度和超聲溫度3個主要因素進行響應面試驗設計分析。

8.牛呼吸道合胞體病毒感染。牛呼吸道合胞體病毒病是由病毒引起的牛的一種急性、熱性呼吸道傳染病，臨床以高熱、持續性呼吸困難為主要特征。

2.2.2 最陡爬坡試驗設計及結果

響應面擬合方程只在接近最佳值考察區域才近似真實情況，為了有效地建立響應面擬合方程則需逼近此區域，常用最陡爬坡法快速逼近最佳值區域[27]。因此為了最大限度接近黃酮和多酚浸出量的真實值，選擇酒基乙醇濃度、料液比和超聲溫度作為主要考察因素，根據各效應系數確定爬坡方向，進行最陡爬坡試驗，試驗結果見表6。

表6 最陡爬坡試驗設計及結果

黃酮和多酚的綜合值Y 隨工藝參數變化呈現先上升后下降的趨勢。在第4 組和第5 組試驗中多酚、黃酮浸出量分別達到最大值，且其中第4 組試驗中綜合值Y 為0.970，達到最優試驗結果，表明各顯著影響因素在生產體系中已接近最優范圍，即酒基乙醇濃度為46%vol，料液比為0.06，超聲溫度為3 ℃，以此工藝條件為中心點進行下一步Box-Behnken試驗分析。

2.3 Box-Behnken試驗設計

2.3.1 回歸模型的建立和方差分析

根據最陡爬坡試驗結果，以第4 組試驗為中心點進行響應面試驗設計，通過Box-Behnken 程序進行交互二次回歸擬合，以綜合值Y 為響應值，析因部分試驗12 次，中性點重復試驗次數5 次，Box-Behnken 試驗設計及結果見表7。全編碼水平的二次回歸方程如下：

表7 Box-Behnken試驗設計及結果

Y=0.95-0.13A+0.017B-0.017C+0.058AB+0.10AC+5.414×10-3BC-0.26A2-0.14B2-0.34C2

由表8 方差分析可知：該二次回歸模型達到極顯著水平（F=32.31，p＜0.01）；模型中失擬項F=0.0746，P＞0.05，表明失擬項不顯著，說明該試驗模型可以相對客觀良好反應各個因素與綜合值Y 之間的關系;回歸方程決定系數R2=0.9765，確定因素R2adj=0.9463，說明該模型可解釋90 %響應值變化，即綜合值Y 的變化有90%來自所取自變量因素乙醇濃度、料液比和超聲溫度3 項條件的變化。該二階回歸方程對實驗擬合情況好，說明試驗方法的可靠性比較高，可用于黃酮和多酚浸出量試驗綜合值的理論預測。回歸方程中A、C、A2和C2對綜合值Y影響極顯著（p＜0.01），AC、B2對綜合值Y影響顯著（p＜0.05），B、AB、BC、C2不顯著（p＞0.05）。由此可知，各因素對黃酮和多酚浸出量綜合值Y 的影響程度主次順序為：A＞C＞B，即乙醇濃度＞超聲溫度＞料液比。

表8 Box-Behnken試驗方差分析

2.3.2 顯著因素水平的優化

為了更直觀反映乙醇濃度（A）、料液比（B）和超聲溫度（C）三因素之間的交互作用對綜合值Y的影響，利用Design-Expert10 軟件繪制出各因素與響應值之間三維空間曲線圖和等高線圖（圖2）。響應面圖形的響應值是實驗中各試驗因子A、B 和C 兩兩交互作用，及最佳參數和各參數之間的相互作用所構成的曲面圖，曲面越陡峭，各因素對響應值的影響就越顯著；同一等高線上的每個點代表的數值相同，而等高線的形狀可反映各因素之間交互作用的顯著性，等高線為橢圓形，則試驗因子兩兩交互作用差異性顯著，若為圓形則差異性不顯著。

圖2 各因素交互作用對綜合響應值Y的響應面

回歸模型存在穩定點乙醇濃度（A）、料液比（B）、超聲溫度（C）的編碼值分別為45.453 %vol、0.0652、35.499 ℃，此時綜合值Y 為0.995，黃酮和多酚的含量分別為0.299 mg/mL 和0.037 mg/mL。即當乙醇濃度、料液比和超聲溫度分別為45.453%vol、0.0652 和35.499 ℃時，該模型預測的最大綜合值Y為0.995，黃酮和多酚的含量最大估計值分別為0.299 mg/mL 和0.037 mg/mL。考慮投入實際生產中，將露酒生產工藝參數修正為：乙醇濃度、料液比和超聲溫度分別為45%vol、0.065和35 ℃。

2.3.3 驗證試驗

為表明響應面模型的有效性，對其結果進行驗證試驗。利用優化調整后的浸提工藝條件（乙醇濃度45 %vol、料液比0.065、超聲溫度35 ℃）進行3 組平行試驗，露酒中黃酮和多酚浸出量分別為0.294 mg/mL、0.036 mg/mL；以未優化工藝條件為對照組進行驗證試驗，且試驗結果與模型預測值進行對比，其結果見圖3 所示，應用優化后的工藝參數進行試驗，黃酮和多酚浸出量都顯著高于優化前（p＜0.05）；驗證試驗結果與模型預測值差異不顯著（p＞0.05）。

圖3 黃酮和多酚浸出量優化驗證

2.4 不同浸提時間對有效成分浸出量和風味的影響

基于上述優化條件，研究隨浸提時間的延長，黃酮和多酚的浸出規律和該露酒風味變化（圖4）。在浸提過程中，復合型蒲公英露酒中黃酮浸出量呈上升后趨于穩定的趨勢，即在1～4 d 內，浸提時間與浸出量成正比，適當延長浸提時間有利于浸提量的增加，但當擴散達到平衡時（4～9 d），浸提時間的增加未對有效成分的浸出起作用，主要原因是黃酮類化合物為醇溶性化合物，浸提前期酒基中黃酮浸出量較低，加快其浸出速率，后期物料中黃酮類化合物溶出量和被消耗量（氧化）達到近似平衡，此外，過度延長浸提時間將導致露酒中存在大量無效雜質，不利于露酒風味的形成；而多酚浸出量則呈上升后下降趨勢，即在浸提前期（1～4 d），多酚類化合物的浸出量隨浸提時間的延長而增加，浸提中后期，多酚類化合物的浸出量與浸提時間成反比，造成這一現象的原因是與黃酮類化合物相比，多酚類化合物被氧化的程度較嚴重，浸提后期多酚類化合物被消耗量大于浸出量，不能達到動態平衡。

圖4 浸提時間對黃酮、多酚浸出量及露酒風味的影響

對不同浸提時間段的復合型蒲公英露酒進行了感官評價，試驗結果表明，隨浸提時間的延長，感官評分呈上升后降低趨勢。浸提前期酒體澄清，但植物香清淡；當浸提時間為4 d 時，該露酒呈透明、黃棕色澤，植物香突出，酒香濃厚綿長，諸味協調且能持久，感官評分最高為87.6 分，此后隨浸提時間延長，酒體呈黃褐色、透明度下降、微渾且有異味。這是由于浸提后期無效雜質浸出量增加，隨著浸提時間的延長酒體微渾、失光或氧化變色且不悅感明顯增強。結合有效成分的浸出規律和該露酒感官評價可知，在浸提時間為4 d 時，有效成分的浸出量和感官評分均為峰值。

3 結論

經過優化浸提工藝參數后，確定有效成分浸出量的最佳浸提條件為：乙醇濃度45 %vol，料液比0.065，物料比0.4，超聲功率240 W，超聲時間20 min，超聲溫度20 ℃。在此條件下得到的復合型蒲公英露酒中總黃酮含量達0.294 mg/mL，總多酚含量達0.036 mg/mL，分別是未優化前的1.18 倍和1.23倍。此外，基于優化條件，研究并明確了該露酒不同浸提時間黃酮和多酚的浸出規律及風味變化，即在浸提時間為4 d時，黃酮和多酚浸出量達到峰值，分別為0.295 mg/mL、0.036 mg/mL，此時酒體澄清透明，顏色呈黃棕色光澤，酒香濃郁，同時保留了蒲公英等原料獨特的風味特征（感官評分為87.6分）。試驗結果為提高黃酮和多酚（具有功能活性）的浸出量，以及為提高復合型蒲公英露酒品質增補一些資料基礎，對豐富露酒品種，增強蒲公英相關產品的深加工與開發以及帶動地方產業經濟提供數據參考。