左俊偉，吳志軍，張軍翔，薛潔，苑鵬，段盛林，耿晨晨，鄧恩征，楊寶雨

1(寧夏大學(xué) 農(nóng)學(xué)院，寧夏 銀川，750021) 2(寧夏大學(xué) 葡萄酒學(xué)院，寧夏 銀川，750021) 3(中國食品發(fā)酵工業(yè)研究院，北京，100015) 4(煙臺大學(xué) 生命科學(xué)學(xué)院，山東 煙臺，264005)

寧夏賀蘭山東麓產(chǎn)區(qū)霞多麗、貴人香干白葡萄酒呈味特征差異及相關(guān)性分析

左俊偉1,3，吳志軍1，張軍翔2*，薛潔3*，苑鵬3，段盛林3，耿晨晨1，鄧恩征1，楊寶雨4

1(寧夏大學(xué) 農(nóng)學(xué)院，寧夏 銀川，750021) 2(寧夏大學(xué) 葡萄酒學(xué)院，寧夏 銀川，750021) 3(中國食品發(fā)酵工業(yè)研究院，北京，100015) 4(煙臺大學(xué) 生命科學(xué)學(xué)院，山東 煙臺，264005)

運用電子舌、常規(guī)指標檢測法對寧夏賀蘭山東麓產(chǎn)區(qū)霞多麗、貴人香干白葡萄酒的呈味特征差異及相關(guān)性檢測分析，并結(jié)合主成分分析(principal component analysis，PCA)、聚類分析及因子分析等分析方法，對不同酒樣進行分析測定，從而為寧夏賀蘭山東麓產(chǎn)區(qū)霞多麗、貴人香干白葡萄酒呈味相關(guān)特征提供理論指導(dǎo)。結(jié)果表明：經(jīng)主成分分析得出，鮮味、咸味、酸味、豐厚度指標對呈味特征貢獻較大；經(jīng)聚類分析得出，對葡萄酒呈味特征影響因素中，品種差異較年份影響具有優(yōu)勢；經(jīng)雷達圖得出，不同酒樣中，除苦味、澀味值相差較大外，鮮味、咸味、豐厚度等指標強度基本一致，且品種間區(qū)別較明顯；經(jīng)因子分析對常規(guī)理化指標分析得出，酒樣中干浸出物與總酚貢獻度較大，且酸味優(yōu)于甜味的貢獻度。經(jīng)過以上多種分析處理法，以上酒樣得到了較好區(qū)分。

干白葡萄酒；呈味特征；電子舌；理化指標

葡萄酒是以鮮葡萄或者葡萄汁為原料，經(jīng)全部或部分發(fā)酵釀制而成的酒精飲料，由于酒中具有多種化合物成分，如多酚和氨基酸等，因此具有天然的抗癌、保健作用[1-2]。俗話說，“七分原料，三分釀造”，因此釀造方式及葡萄物質(zhì)成分糖、酸、酚、呈香呈味物質(zhì)等對酒質(zhì)特征的重要性則不言而喻[3]。呈味特征是葡萄酒諸多評定指標中體現(xiàn)葡萄酒差異性的主要方面之一。在生產(chǎn)中，不僅要把握對葡萄原料的選擇，還要慎重控制后期釀酒工藝，工藝期間對葡萄酒理化指標檢測也是重中之重。葡萄酒中呈香與呈味物質(zhì)(酸、甜、苦、咸、鮮、澀)的比例大小是衡量葡萄酒品質(zhì)的重要指標，不同物質(zhì)成分之間也相互影響、協(xié)同、抑制，如甜味、酸味、苦味的總體平衡，才能達到口感上的和諧，其平衡關(guān)系有甜味酸味+苦味[4]。有關(guān)指標的檢測中，除了傳統(tǒng)的感官評定外，也應(yīng)運而生了快速的檢測方法，如電子舌[5]、電子鼻[6]、質(zhì)構(gòu)儀[7]、低場核磁共振技術(shù)[8]、常規(guī)指標檢測法等。其中電子舌檢測儀具有分析和檢測復(fù)雜呈味物質(zhì)的感官特性，能夠替代感官品評員對食品等味覺特征進行評定，對檢測樣品具有非專一性、味覺高度記憶性、弱選擇性等高度交叉敏感特點，在保持與人的閾值感官及感知味覺強度方面具有相似且準確性較高的優(yōu)點[9]，其并結(jié)合適當(dāng)綜合模式算法及多變量間相關(guān)性的分析方法對陳列數(shù)據(jù)分析處理，從而獲得樣品的相關(guān)信息。隨著電子舌等諸多特點的顯現(xiàn)，在很多領(lǐng)域也得到了廣泛應(yīng)用，如肉類[10-11]、醋[12-13]、環(huán)境[14]、醫(yī)藥[15]和酒類[16-18]等。有關(guān)不同呈味特征的體現(xiàn)會受多種因素的影響，如品種、風(fēng)土、栽培、田間管理、大小氣候等[19-21]，葡萄生長過程中光合、水土、人工修剪等因素已是葡萄品質(zhì)影響較大的外界因素[22]，其避雨栽培可以增加葡萄果實糖度、多酚和單寧，但會降低果實花色素含量[23]，此外，在利用氣候條件基礎(chǔ)之上，釀造方式又有著不可替代的作用，當(dāng)然口感的評定才是最終根本。有關(guān)研究得出感官特征差異在價位的差異上也能表現(xiàn)出來，其價格居于100～160元價位之間具有很好的體現(xiàn)[24]。對于我國葡萄酒產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，不僅需要提供可持續(xù)發(fā)展對策及了解當(dāng)前全球發(fā)展?fàn)顩r，更需要從他國借鑒先進的發(fā)展模式，以取長補短[25]。隨著國家對第三產(chǎn)業(yè)的日益重視，作為一種可持續(xù)發(fā)展的葡萄酒產(chǎn)業(yè)，提高其產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平，不僅在經(jīng)濟上有一定的貢獻度，甚至對于旅游產(chǎn)業(yè)及綠色環(huán)境的發(fā)展都有著不可估量的價值體現(xiàn)[26]。此次通過研究寧夏產(chǎn)區(qū)葡萄酒的呈味特征，為了解當(dāng)?shù)仫L(fēng)土環(huán)境條件及葡萄酒的風(fēng)格特征提供理論指導(dǎo)。

本文通過電子舌與常規(guī)檢測方法對我國寧夏賀蘭山東麓產(chǎn)區(qū)霞多麗、貴人香干白葡萄酒的理化指標進行檢測并結(jié)合主成分分析、聚類分析、因子分析等，從而總結(jié)寧夏產(chǎn)區(qū)霞多麗、貴人香干白葡萄酒的呈味特征，以期為葡萄酒理化指標的不同變化以及呈味特征提供參考依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 材料與試劑

御馬酒莊(寧夏)有限公司以下統(tǒng)稱御馬，西夏王葡萄酒業(yè)(集團)有限公司以下統(tǒng)稱西夏王。

酒莊名稱-年份-葡萄品種：西夏王-2014-貴人香(a)、西夏王-2014-霞多麗(b)、西夏王-2013-貴人香(c)、西夏王-2013-霞多麗(d)、西夏王-2012-貴人香(e)、西夏王-2012-霞多麗(f)、御馬-2012-霞多麗(g)、御馬-2011-霞多麗(h)。以上每個樣品分別采集8個不同種植區(qū)域的酒樣，都采用常規(guī)釀造方法釀造。

優(yōu)質(zhì)綿白糖，95%食用酒精，沒食子酸、酒石酸、乳酸、蘋果酸、KCl、酒石酸、無水乙醇、KOH、HCl(均為國產(chǎn)分析純)，北京為民生物科技有限公司。

1.2 溶液配制

參比溶液：0.045 g酒石酸溶于900 mL蒸餾水中，然后加2.24 g KCl，定容到1 L；

正電極溶液：7.46 g KCl溶于500 mL水中，加入300 mL無水乙醇混勻，再加10 mL 1 mol/L HCl溶液，定容到1L；

負電極溶液：300 mL無水乙醇加入到500 mL蒸餾水中，混勻，再加100 mL 1 mol/L鹽酸溶液，定容到1 L。

模擬葡萄酒標準溶液(L)：酒石酸、蘋果酸、檸檬酸、乳酸各0.4 g、0.2 g、0.2 g、0.2 mL；綿白糖3 g；酒精度12% vol；鹽0.5 g；干沒食子酸2.5 g。

1.3 電子舌系統(tǒng)

味覺分析系統(tǒng)TS-5000Z分析儀，INSENT公司。此電子舌系統(tǒng)具有5個化學(xué)傳感器、Ag/AgCl參比電極、識別軟件傳感器分子膜等組成，其硬件結(jié)構(gòu)有傳感器陣列、數(shù)據(jù)采集系統(tǒng)及計算機。傳感器分子膜通過對不同的滋味產(chǎn)生吸附性，將化學(xué)試劑和離子通過轉(zhuǎn)化為信號導(dǎo)入系統(tǒng)中，從而轉(zhuǎn)變成數(shù)據(jù)模型。測定前需對電子舌進行自檢，以保證所采集數(shù)據(jù)的可靠與準確性。

傳感器陣列檢測兩類味道：基本味：酸味、苦味、咸味、鮮味、澀味；回味：苦澀味、尖銳度、豐厚度。其傳感器名稱及電勢標準值見表1。檢測前將樣液放在定點的位置上，通過自動檢測器使傳感器和電極與樣液接觸，根據(jù)接觸樣液后的電勢V與參比電極的電勢V0的差值而進行數(shù)據(jù)識別分析及處理。使用前活化傳感器及電極24 h(用AgCl溶液活化)，每個酒樣循環(huán)測定4次，取其平均值；測樣過程中，通過循環(huán)水浴，保持酒樣13 ℃。

表1 傳感器名稱及響應(yīng)限

1.4 方法

1.4.1 測樣自動操作步驟

對酒樣自動操作步驟見表2。 每測一樣品，檢測步驟需自動循環(huán)檢測4次。Washing(1、2、3、4、5)、Stabilizing及CPA1是參比溶液，其中Sample為所測酒樣、washing(清洗)、Stabilizing(穩(wěn)定化處理)、CPA1(為測定酒樣回味)。所得結(jié)果數(shù)據(jù)經(jīng)軟件處理后，酒樣結(jié)果值以所配模擬葡萄酒標準溶液為基準，使酒樣間特征強度值進行比較。

表2 測定程序

1.4.2 常規(guī)指標檢測

酒精度：酒精計法；總糖：直接滴定法；干浸出物：密度瓶法；總酸：氫氧化鈉滴定法(以酒石酸計)；總多酚：福林酚-肖卡法。

1.5 數(shù)據(jù)分析處理方法

通過SAS 8.2統(tǒng)計軟件與TS-5000Z操作系統(tǒng)對數(shù)據(jù)進行主成分分析、聚類分析、因子分析。

2 結(jié)果與分析

通過電子舌及常規(guī)理化指標測定寧夏賀蘭山東麓產(chǎn)區(qū)干白葡萄酒樣呈味特征值，其電子舌所測結(jié)果見表3，常規(guī)指標結(jié)果見表4。

表3 寧夏賀蘭山東麓產(chǎn)區(qū)干白葡萄酒樣及標樣味覺指標強度值

注：測得8個酒樣指標強度平均值，以上數(shù)值代表味覺強度值大小，值越大強度越大。

表4 干白葡萄酒樣常規(guī)理化指標累計貢獻率及公因子方差

如表3，通過電子舌裝置分析得出5種基本味(酸味、苦味、咸味、鮮味、澀味)和3種回味(苦澀味、尖銳度、豐厚度)。由表3可看出，品種間味覺強度值相差比較明顯，以上味覺當(dāng)中苦味、澀味強度值相差較大，其苦味最高值達到1.21，最低值達到-85.14。其中a、c、e酒樣苦、澀味強度值較其他酒樣強度值低，即霞多麗酒樣的苦、澀味值明顯高于貴人香。在霞多麗酒樣中，d、g、h酒樣澀味值相當(dāng)，其分別為2013、2012、2011年酒樣，則表明不同年份霞多麗酒樣澀味值變化并不明顯；在苦味當(dāng)中，d、g、h酒樣則也具有較大的強度值，可以說苦味與澀味具有一定的匹配度；然而鮮味、豐厚度等強度值相差并不明顯。由此得出，就霞多麗、貴人香干白葡萄酒不同品種、年份而言，品種差異較年份影響表現(xiàn)明顯，有關(guān)陳釀酒中澀味強度值變化并不明顯，即霞多麗酒樣澀度值強于貴人香。對于葡萄酒理化指標的變化不僅僅體現(xiàn)在品種上，也體現(xiàn)在品種與土壤交互的效應(yīng)上，如品麗珠、霞多麗在鈣質(zhì)土上有突出的風(fēng)味特點[27-28]，這也充分表明了呈味特征體現(xiàn)的復(fù)雜及多樣性。

2.1 電子舌對干白葡萄酒指標測定

2.1.1 干白葡萄酒的主成分分析及聚類分析

葡萄酒呈味特征的主成分分析對電子舌所測不同品種、年份葡萄酒進行區(qū)分辨識，如圖1，酒樣結(jié)果明顯分為兩大部分，即以縱坐標為界限的左右兩區(qū)域，在左區(qū)域的為不同年份的貴人香酒樣，右區(qū)域為不同年份的霞多麗酒樣，可見不同品種酒樣有著明顯區(qū)別。在不同酒樣的每小區(qū)域中，由于酒樣年份的不同，則各自又有不同的離散程度，貴人香酒樣聚集程度相對集中，且區(qū)分度較明顯，g、h、d霞多麗酒樣中，由于相似度較高，則在其他區(qū)域中有著不同酒樣的存在或者酒樣存在于重疊區(qū)域，但經(jīng)仔細觀察，不難看出酒樣的聚集程度仍是比較明顯。對于此次檢測葡萄酒所產(chǎn)生的大量原始信息被降維為前2個主成分，且占總成分的85%以上，可以說電子舌檢測結(jié)果能夠明顯區(qū)分不同品種、年份葡萄酒樣，因此此次電子舌對賀蘭山東麓產(chǎn)區(qū)干白葡萄酒酒樣呈味特征檢測結(jié)果可以作為鑒別酒樣特征的參考依據(jù)。

圖1 干白葡萄酒呈味特征的主成分分析Fig.1 Principal component analysis of dry white wine flavor characteristics

主成分分析是對3個及3個以上定量變量之間相關(guān)性的考察，從多個數(shù)量中提煉出一個乃至幾個彼此獨立變量的統(tǒng)計方法。為便于對呈味指標分析，因此對多個指標變量進行主成分分析。在多個向量中，最終保留前2維主成分，累計貢獻率達到98.57%。前2個主成分原始數(shù)據(jù)的標準變異分別達到75.65%、22.92%，且第1主成分量明顯高于其他成分貢獻率，即經(jīng)統(tǒng)計分析得出鮮味、咸味、酸味、豐厚度指標對呈味特征貢獻較大。葡萄酒呈味特征是各個味覺貢獻總和的體現(xiàn)，然而對呈味特征的影響有正相關(guān)也有負相關(guān)，特征值體現(xiàn)出鮮味、咸味體現(xiàn)出正相關(guān)的作用，酸味、豐厚度具有負相關(guān)的作用。

如圖2，經(jīng)聚類分析得出，b、d、h、g酒樣與其他酒樣明顯歸為兩類，得到了很好的區(qū)分，其中b、d、h、g酒樣為不同年份的霞多麗酒樣，a、c、e酒樣為不同年份的貴人香酒樣。眾所周知，品種的不同是葡萄酒特征差異的主要原因，相同品種不同年份酒樣聚集在一起，則充分表明了，在酒樣的呈味特征方面，相對于年份的影響，固然仍是品種差異占主要優(yōu)勢。在另一歸類中，相同品種的貴人香a、c、e酒樣聚類較為密切，然而不同品種的f酒樣能與貴人香酒樣歸為一類，則可能由于當(dāng)年氣候或儲存期間管理條件等外界環(huán)境條件的影響，至于真正的影響原因，還有待進一步考察研究。

圖2 不同干白葡萄酒樣呈味特征強度聚類圖 Figure2 Taste characteristic intensity cluster of different dry white wines

2.1.2 干白葡萄酒指標輪廓的比較

基于電子舌處理后的數(shù)據(jù)分析得出酒樣的指標輪廓圖，如圖3可知，酒樣呈味特征中除酸味強度整體稍低外，其他指標強度都有著不同程度的強度變化，尤其苦味、澀味強度差別較為明顯，則豐厚度、鮮味、咸味強度基本一致。d和h兩酒樣的指標總體相同，苦味與澀味都較突出，且總體強度值基本持平。不同品種酒樣中，a、c、e酒樣與其他酒樣具有明顯區(qū)別，且總體來說霞多麗呈味特征強度明顯強于貴人香酒樣強度，同一品種的不同年份酒樣強度值差異不大，則充分表明了品種差異較年份影響具有主導(dǎo)作用。然而從雷達圖上得出最為接近的e、f兩品種酒樣指標相比，苦澀味差異尤其明顯，可見不同品種對呈味特征的貢獻率明顯不同。

圖3 不同干白葡萄酒味覺強度指標雷達圖Fig.3 Taste strength index radar chart of different dry white wines

2.2 常規(guī)測定法對干白葡萄酒指標測定

為便于對酒樣的分析，因此對酒樣的各個呈味特征指標進行了因子分析，如表4，經(jīng)因子分析得出，在葡萄酒常規(guī)指標評價體系中，特征值大于1的因子被保留，此時的累計貢獻率為65.58%，被保留因子中干浸出物、總酚公因子方差較大，都在0.8以上，且二者占有較大比重。

如表5，總糖指標中，a酒樣較為突出，也許是由于發(fā)酵期間終止發(fā)酵過早所致，有關(guān)酸度方面，兩品種酒樣相差都不大，且強度值稍低于其他不同指標強度值，這與電子舌所測酸度結(jié)果基本一致，就不同指標之間的轉(zhuǎn)化與抑制作用，且很大可能與當(dāng)年氣候條件具有一定的相關(guān)性，CVAN等[27]指出，氣候和土壤對葡萄漿果成分的作用，要強于品種間的差異影響；相對于夏季炎熱、有效積溫高的情況下，酸度稍高、清爽、柔和的酒體在夏季涼爽、適中的有效積溫下更易體現(xiàn)出來[28]。然而尤其干浸出物與總酚含量，霞多麗酒樣指標含量明顯高于貴人香，這也充分表明了兩品種差異的顯著性，且具有一定年份的貴人香酒樣中，有關(guān)總酚與干浸出物含量，都體現(xiàn)出高于新酒樣含量的特征，然而霞多麗酒樣表現(xiàn)并不明顯?？陀^上來說，霞多麗酒樣的豐滿肥碩度、圓潤等特點明顯強于貴人香酒樣，但事實可能并非如此，由于品種差異，以品種本身具有的呈味特征方面來考慮，也許貴人香酒樣呈味特征指標強度正是達到了酒體自身和諧的指標強度，但有關(guān)酒樣呈味特征與酒樣和諧成度的比例關(guān)系還有待進一步研究。

表5 干白葡萄酒樣常規(guī)理化指標

注：以上所測值為8個酒樣平均值。根據(jù)GB15037—2006，當(dāng)總糖與總酸(以酒石酸計)的差值小于或等于2 g/L時，含糖最高，為9.0 g/L。

3 結(jié)論與討論

對供試干白葡萄酒樣進行分析，經(jīng)主成分分析得出，鮮味、咸味、酸味、豐厚性指標對呈味特征貢獻較大；經(jīng)聚類分析得出，就貴人香、霞多麗干白葡萄酒呈味特征方面來說，品種差異較年份影響更為明顯；由雷達圖得出，有關(guān)不同品種及年份霞多麗、貴人香干白葡萄酒，除苦味、澀味度差別較大外，鮮味、咸味、豐厚度等指標強度基本一致；總體指標強度來說，霞多麗酒樣的各個指標強度高于貴人香酒樣指標強度，但由于品種的差異性，雖然霞多麗總體指標強于貴人香，但是否就其現(xiàn)有的指標強度對酒體本身呈味特征的貢獻度達到了和諧的狀態(tài)，還有待進一步研究。

對常規(guī)測定理化指標進行分析，經(jīng)因子分析得出，相對于所測其他指標而言，酒樣中干浸出物與總酚貢獻度較大，且酸味高于甜味的貢獻度，則也表明了干白葡萄酒中具有一定酸強度值的論證。

鑒于電子舌與常規(guī)檢測法對酒樣呈味特征檢測而言，兩者測定結(jié)果基本一致，則也充分證明了電子舌檢測結(jié)果的可靠性。當(dāng)然也存在有不足之處，電子舌檢測呈味特征指標范圍較廣，但對于常規(guī)檢測法而言，由于其檢測方法有限，其個別指標還不能得到很好檢測，如鮮味、豐厚度等，因此常規(guī)指標檢測法還有待今后的進一步完善。

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Differences and correlation analysis of flavor characteristics in Chardonnay and Riesling dry white wines from Eastern Region of Ningxia Helan Mountain

ZUO Jun-wei1,3,WU Zhi-jun1,ZHANG Jun-xiang2*,XUE Jie3*,YUAN Peng3,DUAN Sheng-lin3,GENG Chen-chen1,DENG En-zheng1,YANG Bao-yu4

1(Agricultural College,Ningxia University Yinchuan 750021,China)2(Wine School,Ningxia University, Yinchuan 750021,China)3(China National Research Institute of Food and Fermentation Industries, Beijing 10015, China)4(College of Life Sciences,Yantai University, Yantai 264005,China)

The differences in flavor characteristics and correlation of different Chardonnay and Riesling dry white wines from Eastern Region of Ningxia Helan Mountain were analyzed using electronic tongue and conventional indicators detection combined with principal component analysis(PCA),cluster analysis and factor analysis to provide theoretical guidance for flavor characteristics of Chardonnay and Riesling dry white wines from Eastern Region of Ningxia Helan Mountain. The results from principal component analysis showed that umami, salinity, acidity and thickness make great contribution to rich flavor characteristics index. The cluster analysis indicated that the difference in species had advantage in taste characteristic factors over the year of wine and varietal difference was obvious. The radar map drawn with different wine samples suggested that the flavor, salty and rich degree kept consistent among these samples except bitterness and astringency index value, but there were obvious difference between varieties. It could be concluded from physical and chemical indicators for routine analysis that dry extract and polyphenol of wine samples made great contribution to their flavors, and the contribution of total acid was larger than that of sweetness. Through a variety of analysis and processing, wine samples were distinguished from one another.

dry white wine; flavor characteristics;electronic tongue; physical and chemical indicators

10.13995/j.cnki.11-1802/ts.201701030

碩士研究生(張軍翔、薛潔為共同通訊作者,E-mail：zhangjunxiang@126.com,825728388@qq.com)。

寧夏自治區(qū)“十三五”產(chǎn)業(yè)重大攻關(guān)項目"賀蘭山東麓特色優(yōu)質(zhì)葡萄與葡萄酒生產(chǎn)關(guān)鍵技術(shù)研究"；河北省科技計劃項目(16222901D)

2016-07-12，改回日期：2016-09-02