复合型蒲公英露酒浸提条件优化研究

黄 婷，黄 河，刘茗铭，杨亚娇，王 媚，冯方剑，赵金松，

(1.四川轻化工大学生物工程学院，四川宜宾 644000；2.四川省酒业集团有限责任公司川酒研究院，四川成都 610000)

蒲公英（Taraxacum mongolicumHand.-Mazz.）是一种菊科蒲公英属多年生宿根性植物，又称华花郎、黄花地丁、婆婆丁等，具有一种多收、抗逆性强等特点，在我国大多数地区均有种植[1]。由于蒲公英含黄酮类化合物、多酚类化合物以及蒲公英色素等多种生理活性成分，具有抗氧化、抗炎、抗癌、抑菌、降血脂等功能特性[2-3]，逐渐应用于医药[4]（治疗乳腺和妇科疾病）和保健食品领域[5]（蒲公英饮品），被国家卫生部列为药食同源的物品[6]。成熟期的蒲公英含有较为丰富的活性功能因子，但口感苦涩，不利于食用，目前一般作为中药使用，较大程度上限制了蒲公英作为食用性山野产品的利用价值。因此，加强蒲公英功能性食品的开发和深加工研究，对蒲公英产业发展具有重要意义。

露酒不仅具有相应的植物香和酒香[7]，且含有多种功能活性因子，使其具有特定的保健功能，符合当代人追求健康生活的需求，但由于中国传统白酒等烈性酒种一直是国内酒行业的主流，目前大量研究主要集中在名优酒的生产工艺及风味影响因素（窖泥、糟醅及曲药等[8-10]）上，对具有一定功能性的露酒等小酒种研究开发力度较低，致使露酒行业发展不平衡[11]。随着人们生活水平提高，人们对营养和健康要求也不断提高，目前，现有的露酒产品种类不能满足当下露酒市场非常巨大的需求，促使露酒新产品开发成为酒类研究的热点。蒲公英植株含有多种功能因子，且药食同源，较适合作为露酒产品开发的原材料。

本研究采用辅助超声技术和粉碎处理对蒲公英进行预处理，以甘草、金银花和薄荷为辅料，浓香型白酒为酒基，并以总黄酮浸出量和总多酚浸出量为响应指标，通过单因素试验、最陡爬坡试验及响应面设计对浸提条件进行优化。基于上述优化条件，通过感官评价及活性成分分析，探究有效成分含量与复合型蒲公英露酒风味变化的相关性，为具备功能性蒲公英类露酒开发提供技术支持。

1 材料与方法

1.1 材料、试剂及仪器

原料：以“蒲公英”为关键词，在药智数据-中药方剂数据库检索得127 个组方，其中与金银花、甘草、薄荷配伍频次高达125 次，金银花配伍占比49.21 %，甘草配伍占比42.86 %，薄荷配伍占比7.14%，为复合型蒲公英露酒功能性提供了科学理论支撑。蒲公英，甘草，金银花，薄荷，2020年7月采购于成都中和百康大药房；浓香型酒基（60%vol），四川省酒业集团有限责任公司川酒研究院提供。

试剂及耗材：没食子酸标准品（99.8%，-18 ℃避光保存），芦丁标准品（99.4 %，2～8 ℃低温保存），坛墨质检科技股份有限公司；福林酚试剂（避光保存），中国国药集团化学试剂有限公司；氢氧化钠（AR级），甲醇（色谱纯），硝酸铝（AR级），亚硝酸钠（AR 级），碳酸钠（AR 级），成都煌羽实验器材有限公司。

仪器设备：ST-04A 粉碎仪，上海树立仪器仪表有限公司；T2600 紫外可见分光光度计，上海佑科仪器仪表有限公司；HWS-26型恒温水浴锅，DHG-9240（A）电热鼓风干燥箱，上海一恒科学仪器有限公司；超声仪，昆山洁力美有限责任公司；UPT-1-10T 超纯水，四川优普超纯科技有限公司；AX224ZH 电子天平，常州奥豪斯仪器有限公司；HWS 恒温恒湿培养箱，北京中兴伟业世纪仪器有限公司。

1.2 试验方法

1.2.1 试验工艺流程

原材料→分选整理→粉碎过20 目筛→辅助超声处理→浸提（浓香型白酒（60%vol）按需降度处理）→澄清、过滤处理→调配（冰糖等糖类，柠檬酸等酸类，调配酒等）→装罐储存（陈酿）→过滤→分析检测→成品露酒

1.2.1.1 辅助超声处理[12-13]

为有效节约浸提时间和保持黄酮等化合物（对热不稳定）功能活性，采取超声辅助处理，其原理是超声波在提取溶媒中产生的空化效应和机械作用，一方面可有效地破碎植物细胞壁，使有效成分呈游离状态并溶入提取溶媒中，另一方面可加速提取溶媒的分子运动，使得提取溶媒和有效成分快速接触，相互溶合。研究表明[25]，在葛根露酒的制备中，通过超声处理，在相同条件下浸提黄酮类化合物，能够明显缩短浸提时间，因此，本文采取超声辅助处理。

1.2.1.2 浸提处理

本试验所选原料的有效成分大多存在于细胞原生质中的液泡中，待原料干燥后，黄酮等有效成分固结于细胞内，且干燥导致细胞半透膜遭到破坏的情况下，加以超声辅助处理，利于有效成分的浸出[14]。浸提过程包括4个阶段：一是润湿，当干燥粉碎的原料与酒基（浸提溶剂）接触时，酒基先附着在原材料表面，使其润湿，而后通过毛细管和细胞间隙进入细胞组织；二是溶解，酒基进入细胞组织后，将可溶性有效成分（黄酮、多酚等）及无效杂质溶解，即细胞组织内溶液形成，导致细胞内渗透压升高，促使更多酒基进入细胞内，从而造成细胞不断膨胀至破裂，利于浸提有效进行；三是扩散，基于溶解过程，在细胞内形成浓溶液且具有高渗透压，使细胞内有效成分不断透过细胞膜向外扩散，在原材料表面形成一层高浓度膜（边界层），细胞内的有效成分通过该膜向四周扩散，直至细胞内外浓度一致，此时扩散停止；四是置换，原材料表面的高浓度溶液被低浓度的酒基置换，保持整个浸提体系内具有较大浓度差，有利于有效成分的溶出[15]。

1.2.1.3 工艺要点

对蒲公英、甘草、金银花和薄荷进行分选除梗后，粉碎处理过20 目筛，并按一定物料比称量，备用；将酒基(60 %vol 浓香型白酒)用无菌蒸馏水按需降度，将原料与浓香型酒基以一定料液比混合，进行辅助超声处理，并保温10 min，搅拌后于室温下进行浸提处理，取样周期为1 d(在取样前12 h 内禁止搅拌)，于冰箱低温保存(2～8 ℃)；浸提完成后通过澄清过滤处理，得到复合型蒲公英露酒原液；由经专业训练过的品评师进行露酒原液感官评价，根据感官品评结果进行调配，从而得到风味及营养功能俱佳的复合型蒲公英露酒。

1.2.2 单因素试验设计

在露酒浸提过程中，分别对乙醇浓度、料液比、物料比、超声功率、超声时间、超声温度进行单因素试验。将蒲公英、甘草、金银花和薄荷粉碎处理至过20 目筛后，选择酒基乙醇浓度为30%vol、35%vol、40%vol、45%vol、50%vol、55%vol、60%vol；料液比（m∶v）为0.01、0.02、0.03、0.04、0.05、0.06、0.07；物料比（蒲公英占比，m∶m）为0.2、0.3、0.4、0.5、0.6、0.7、0.8；超声功率为200 W、220 W、240 W、250 W、260 W、280 W、300 W；超声时间为5 min、10 min、15 min、20 min、25 min、30 min、35 min；超声温度为25 ℃、30 ℃、35 ℃、40 ℃、45 ℃、50 ℃、55 ℃，在常温避光条件下浸提7 d，每个处理组重复3 次，采集数据126组。

1.2.3 Plackett-Burman 试验设计

Plackett-Burman 试验（P-B 试验）是一种在影响因素较多时，可以通过最少试验次数估计因素的主效应，科学、高效地筛选出重要影响因素的两水平实验设计方法[16]，用于研究影响复合型蒲公英露酒中黄酮和多酚浸出量的6 个工艺参数：酒基乙醇浓度、料液比、物料比、超声功率、超声时间、超声温度，从中筛选出显著影响因素，用于响应面试验设计分析。根据2.1 结果综合分析，设定各因素高（1）、低（-1）两个水平的取值，以黄酮和多酚的综合值Y作为响应值，试验设计及编码见表1所示。

表1 Plackett-Burman试验设计因素水平表

1.2.4 最陡爬坡试验

根据Plackett-Burman 试验回归方程中各因素的系数确定最陡爬坡试验的步长和爬坡方向，以最陡爬坡试验结果的最大相应值作为响应面试验分析的中心点[17]。

1.2.5 响应面优化试验设计

由最陡爬坡试验确定了酒基乙醇浓度、料液比、超声温度3 个因素取值的中间点，在优化的发酵条件基础上，运用Design-Expert.10 软件和Box-Behnken 设计响应面试验，分别以酒基乙醇浓度、料液比、超声温度作为变量，并选用适当的水平，以黄酮和多酚的综合值Y 作为响应值，设计3 因素3水平的响应面试验，试验设计的因素水平及编码值如表2所示。

表2 响应面试验因素及水平表

1.2.6 总黄酮浸出量测定[18]

黄酮类化合物的邻二酚羟基、酮羰基和邻位酚羟基在碱性条件下和铝离子配位，生成稳定黄色络合物在510 nm 产生强吸收。芦丁标准曲线绘制：显色体系为在5支25 mL比色管中加入0.30 mL 5.00%NaNO2后，分别加入0.00 mL、0.50 mL、1.00 mL、2.00 mL、3.00 mL、4.00 mL 的0.1 mg/mL 芦丁标准溶液（CAS 号：153-18-4，50 %甲醇为溶剂），摇匀静置6 min 后，加入0.30 mL 10 %Al(NO3)3，摇匀静置6 min，加入4.00 mL 的4 % NaOH，50 %甲醇溶液定容至10 mL，摇匀静置10 min 后在510 nm 处测定吸光度，拟合回归方程为Y=0.0746x-0.0003，R2=0.9987，其中x 为OD510值，Y 为总黄酮浸出量（mg/mL）。

酒样中黄酮浸出量测定：将所取酒样用50 %甲醇溶液稀释25倍后，按上述方法测定。

1.2.7 总多酚浸出量测定[19]

Fonlin-Ciocalteu 法：在碱性溶液中，Fonlin-Ciocalteu 试剂中钨钼酸可以将多酚类化合物定量氧化，其自身被还原生成蓝色的化合物，蓝色的深浅程度与含酚基团的数目成正比。没食子酸标准曲线绘制：精确称取0.0070 g 没食子酸标准品（CAS号：149-91-7）于50 mL容量瓶中，用超纯水定容，备用。分别在7支50 mL比色管中依次加入5.00 mL超纯水和2.50 mL的2 mol/L Fonlin-Ciocalteu试剂，摇匀后，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 没食子酸溶液，摇匀静置30 s 后，加入4.00 mL 的12 %浓度的碳酸钠，超纯水定容至25 mL，于45 ℃水浴锅中保温90 min，在760 nm 处测定其吸光度，拟合回归方程为Y=0.0074x-0.00005，R2=0.999，其中x 为OD760值，Y为总多酚浸出量（mg/mL）。

酒样中总多酚浸出量测定：将所取酒样用超纯水稀释10倍后，按上述方法测定。

1.2.8 感官评价

根 据GB/T 27588—2011《露 酒》[20]、NY/T 2104—2018《绿色食品 配制酒》[7]和GB/T 33405—2016《白酒感官品评术语》[21]等国家标准进行复合型蒲公英露酒感官评价标准制定（表3），由经专业培训的品酒师进行盲评打分（国家级评委占比20%，省级评委占比20%）。

表3 复合型蒲公英露酒感官评价标准

1.3 数据处理

采用Design-Expert.10 软件进行响应面试验设计，并利用SPSS.22 统计软件对试验结果进行多重比较与q检验。重复3次。

在响应面分析中，对黄酮和多酚的检测指标采用Hassan 方法[22]，将各指标均归一化为0～1 之间的值。如公式1：

式中：di：每组试验所得的真实值；dmax：实验组中的最高值；dmin：试验组中的最低值。

考虑到黄酮和多酚均是蒲公英复合型露酒中重要的活性成分且黄酮浸出量相对较高，因此，将黄酮和多酚的权重值分别设为0.6 和0.4，得到黄酮和多酚的综合值Y，如公式2：

2 结果与分析

2.1 单因素试验（图1）

图1 不同因素水平对黄酮、多酚浸出量的影响

如图1（b）所示，料液比对黄酮浸出量和多酚浸出量具有显著影响（p＜0.05）。黄酮浸出量随料液比的增加呈上升后趋于稳定趋势，料液比达到0.06 时，黄酮浸出量达到最大值，为0.256 mg/mL，此后黄酮浸出量趋于稳定；多酚浸出量随料液比的增加呈上升后下降趋势，在料液比为0.06 时，多酚浸出量达到最大值，为0.028 mg/mL，明显高于其他料液比的多酚浸出量（P＜0.05），这与朱定国[23]复合型露酒工艺参数优化研究结果一致。综上，选取0.5、0.7 两个水平的料液比参数进行Plackett-Burman试验。

如图1（c）所示，黄酮浸出量随物料比（蒲公英添加量）增加呈上升后趋于平稳趋势，蒲公英添加量为0.4 时，黄酮浸出量达到峰值，为0.266 mg/mL，此后增加蒲公英添加量，黄酮浸出量趋于稳定；多酚浸出量随蒲公英添加量增加呈先上升后下降趋势，且蒲公英添加量为0.3 时，多酚类含量达到峰值，为0.028 mg/mL，该露酒多酚类化合物浸出规律与温华婷等[24]试验结果一致。综上，选取0.3、0.5两个水平的蒲公英添加量进行Plackett-Burman试验。

如图1（d）所示，在超声功率为200～240 W时，黄酮和多酚浸出量均呈上升趋势，并在超声功率为240 W 时，达到峰值，分别为0.168 mg/mL、0.024 mg/mL，此功率下黄酮和多酚浸出量显著高于其他处理组（P＜0.05）；此后随超声功率的增加，黄酮和多酚浸出量呈下降趋势，这一试验结果与邱远[25]葛根露酒工艺研究结果一致。一方面可能是由于超声功率增强，空化等效应随之增强，导致已浸出的有效成分可能发生某些化学反应（如氧化反应），致使黄酮含量降低，另一方面可能是随超声功率增强，对黄酮等生物活性成分的分子结构产生破坏，致使测定结果偏低。综上，选取220 W、250 W两个水平的超声功率进行Plackett-Burman试验。

如图1（e）所示，随超声时间的增加，黄酮和多酚浸出量呈上升后下降趋势，且超声时间为20 min时，达到峰值，分别为0.294 mg/mL、0.026 mg/mL，即显著高于其他处理组（p＜0.05）。综上，选取15 min、25 min 两水平的超声时间进行Plackett-Burman试验。

如图1（f）所示，超声温度对黄酮和多酚浸出量具有显著影响（p＜0.05）。随超声温度升高，黄酮和多酚浸出量呈上升后下降趋势，且超声温度为35 ℃时，达到峰值，分别为0.275 mg/mL、0.026 mg/mL，即显著高于其他处理组（p＜0.05）。超声温度适当升高时，促进植物组织纤维膨胀，加快可溶性成分的溶解速度和扩散速度，促使黄酮等有效成分的溶出，且有利于露酒和浸出物的稳定性（蛋白质被凝固变性，降低酶活，杀死微生物等），但当超声温度不断升高时，将导致黄酮等不耐热成分分解变质以及无效杂质大量累积，随之露酒中有效成分含量降低，且酒体浑浊带絮状物[26]。综上，选取30 ℃、40 ℃两个水平的超声温度进行Plackett-Burman试验。

2.2 Plackett-Burman试验

在单因素试验的基础上，通过Plackett-Burman试验和方差分析（表4、表5），从乙醇浓度、液料比、物料比、超声功率、超声时间、超声温度6 个因素中筛选获得影响黄酮和多酚浸出量的关键因素。通过选用N=6，试验组数为12 次的试验设计，确定生产工艺参数的主要影响参数，通过Plackett-Burman程序拟合获得的试验结果见表4。

表4 Plackett-Burman试验设计及结果

表5 Plackett-Burman试验方差分析

2.2.1 方差分析

由表5 可知，该试验设计模型F=83.20，p＜0.0001，即模型呈现极显著，且模型决定系数R2=0.9901，R2adj=0.9782，说明该模型与试验拟合程度较好，误差较小，可用此模型快速、有效地筛选出主要影响因素；影响黄酮和多酚浸出量的关键因素依次为B＞A＞F＞D＞E＞C，即料液比＞乙醇浓度＞超声温度＞超声功率＞超声时间＞物料比，料液比（B）对综合值Y 具有极显著影响（F=442.17，p＜0.001），酒基乙醇浓度（A）与超声温度（F）对综合值Y 具有显著影响（P＜0.05），但物料比（C）、超声功率（D）、超声时间（E）对综合值Y 不具有显著性影响（P＞0.05）。因此选择料液比、酒基乙醇浓度和超声温度3个主要因素进行响应面试验设计分析。

8.牛呼吸道合胞体病毒感染。牛呼吸道合胞体病毒病是由病毒引起的牛的一种急性、热性呼吸道传染病，临床以高热、持续性呼吸困难为主要特征。

2.2.2 最陡爬坡试验设计及结果

响应面拟合方程只在接近最佳值考察区域才近似真实情况，为了有效地建立响应面拟合方程则需逼近此区域，常用最陡爬坡法快速逼近最佳值区域[27]。因此为了最大限度接近黄酮和多酚浸出量的真实值，选择酒基乙醇浓度、料液比和超声温度作为主要考察因素，根据各效应系数确定爬坡方向，进行最陡爬坡试验，试验结果见表6。

表6 最陡爬坡试验设计及结果

黄酮和多酚的综合值Y 随工艺参数变化呈现先上升后下降的趋势。在第4 组和第5 组试验中多酚、黄酮浸出量分别达到最大值，且其中第4 组试验中综合值Y 为0.970，达到最优试验结果，表明各显著影响因素在生产体系中已接近最优范围，即酒基乙醇浓度为46%vol，料液比为0.06，超声温度为3 ℃，以此工艺条件为中心点进行下一步Box-Behnken试验分析。

2.3 Box-Behnken试验设计

2.3.1 回归模型的建立和方差分析

根据最陡爬坡试验结果，以第4 组试验为中心点进行响应面试验设计，通过Box-Behnken 程序进行交互二次回归拟合，以综合值Y 为响应值，析因部分试验12 次，中性点重复试验次数5 次，Box-Behnken 试验设计及结果见表7。全编码水平的二次回归方程如下：

表7 Box-Behnken试验设计及结果

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：该二次回归模型达到极显著水平（F=32.31，p＜0.01）；模型中失拟项F=0.0746，P＞0.05，表明失拟项不显著，说明该试验模型可以相对客观良好反应各个因素与综合值Y 之间的关系;回归方程决定系数R2=0.9765，确定因素R2adj=0.9463，说明该模型可解释90 %响应值变化，即综合值Y 的变化有90%来自所取自变量因素乙醇浓度、料液比和超声温度3 项条件的变化。该二阶回归方程对实验拟合情况好，说明试验方法的可靠性比较高，可用于黄酮和多酚浸出量试验综合值的理论预测。回归方程中A、C、A²和C2对综合值Y影响极显著（p＜0.01），AC、B2对综合值Y影响显著（p＜0.05），B、AB、BC、C2不显著（p＞0.05）。由此可知，各因素对黄酮和多酚浸出量综合值Y 的影响程度主次顺序为：A＞C＞B，即乙醇浓度＞超声温度＞料液比。

表8 Box-Behnken试验方差分析

2.3.2 显著因素水平的优化

为了更直观反映乙醇浓度（A）、料液比（B）和超声温度（C）三因素之间的交互作用对综合值Y的影响，利用Design-Expert10 软件绘制出各因素与响应值之间三维空间曲线图和等高线图（图2）。响应面图形的响应值是实验中各试验因子A、B 和C 两两交互作用，及最佳参数和各参数之间的相互作用所构成的曲面图，曲面越陡峭，各因素对响应值的影响就越显著；同一等高线上的每个点代表的数值相同，而等高线的形状可反映各因素之间交互作用的显著性，等高线为椭圆形，则试验因子两两交互作用差异性显著，若为圆形则差异性不显著。

图2 各因素交互作用对综合响应值Y的响应面

回归模型存在稳定点乙醇浓度（A）、料液比（B）、超声温度（C）的编码值分别为45.453 %vol、0.0652、35.499 ℃，此时综合值Y 为0.995，黄酮和多酚的含量分别为0.299 mg/mL 和0.037 mg/mL。即当乙醇浓度、料液比和超声温度分别为45.453%vol、0.0652 和35.499 ℃时，该模型预测的最大综合值Y为0.995，黄酮和多酚的含量最大估计值分别为0.299 mg/mL 和0.037 mg/mL。考虑投入实际生产中，将露酒生产工艺参数修正为：乙醇浓度、料液比和超声温度分别为45%vol、0.065和35 ℃。

2.3.3 验证试验

为表明响应面模型的有效性，对其结果进行验证试验。利用优化调整后的浸提工艺条件（乙醇浓度45 %vol、料液比0.065、超声温度35 ℃）进行3 组平行试验，露酒中黄酮和多酚浸出量分别为0.294 mg/mL、0.036 mg/mL；以未优化工艺条件为对照组进行验证试验，且试验结果与模型预测值进行对比，其结果见图3 所示，应用优化后的工艺参数进行试验，黄酮和多酚浸出量都显著高于优化前（p＜0.05）；验证试验结果与模型预测值差异不显著（p＞0.05）。

图3 黄酮和多酚浸出量优化验证

2.4 不同浸提时间对有效成分浸出量和风味的影响

基于上述优化条件，研究随浸提时间的延长，黄酮和多酚的浸出规律和该露酒风味变化（图4）。在浸提过程中，复合型蒲公英露酒中黄酮浸出量呈上升后趋于稳定的趋势，即在1～4 d 内，浸提时间与浸出量成正比，适当延长浸提时间有利于浸提量的增加，但当扩散达到平衡时（4～9 d），浸提时间的增加未对有效成分的浸出起作用，主要原因是黄酮类化合物为醇溶性化合物，浸提前期酒基中黄酮浸出量较低，加快其浸出速率，后期物料中黄酮类化合物溶出量和被消耗量（氧化）达到近似平衡，此外，过度延长浸提时间将导致露酒中存在大量无效杂质，不利于露酒风味的形成；而多酚浸出量则呈上升后下降趋势，即在浸提前期（1～4 d），多酚类化合物的浸出量随浸提时间的延长而增加，浸提中后期，多酚类化合物的浸出量与浸提时间成反比，造成这一现象的原因是与黄酮类化合物相比，多酚类化合物被氧化的程度较严重，浸提后期多酚类化合物被消耗量大于浸出量，不能达到动态平衡。

图4 浸提时间对黄酮、多酚浸出量及露酒风味的影响

对不同浸提时间段的复合型蒲公英露酒进行了感官评价，试验结果表明，随浸提时间的延长，感官评分呈上升后降低趋势。浸提前期酒体澄清，但植物香清淡；当浸提时间为4 d 时，该露酒呈透明、黄棕色泽，植物香突出，酒香浓厚绵长，诸味协调且能持久，感官评分最高为87.6 分，此后随浸提时间延长，酒体呈黄褐色、透明度下降、微浑且有异味。这是由于浸提后期无效杂质浸出量增加，随着浸提时间的延长酒体微浑、失光或氧化变色且不悦感明显增强。结合有效成分的浸出规律和该露酒感官评价可知，在浸提时间为4 d 时，有效成分的浸出量和感官评分均为峰值。

3 结论

经过优化浸提工艺参数后，确定有效成分浸出量的最佳浸提条件为：乙醇浓度45 %vol，料液比0.065，物料比0.4，超声功率240 W，超声时间20 min，超声温度20 ℃。在此条件下得到的复合型蒲公英露酒中总黄酮含量达0.294 mg/mL，总多酚含量达0.036 mg/mL，分别是未优化前的1.18 倍和1.23倍。此外，基于优化条件，研究并明确了该露酒不同浸提时间黄酮和多酚的浸出规律及风味变化，即在浸提时间为4 d时，黄酮和多酚浸出量达到峰值，分别为0.295 mg/mL、0.036 mg/mL，此时酒体澄清透明，颜色呈黄棕色光泽，酒香浓郁，同时保留了蒲公英等原料独特的风味特征（感官评分为87.6分）。试验结果为提高黄酮和多酚（具有功能活性）的浸出量，以及为提高复合型蒲公英露酒品质增补一些资料基础，对丰富露酒品种，增强蒲公英相关产品的深加工与开发以及带动地方产业经济提供数据参考。