云南苦蕎茶傳統(tǒng)與微波沖泡工藝的 響應(yīng)面優(yōu)化及比較

李會(huì)端,余建中,楊光興,廣國(guó)安

(楚雄師范學(xué)院化學(xué)與生命科學(xué)學(xué)院,云南楚雄 675000)

我國(guó)苦蕎資源豐富,主產(chǎn)地分布于四川、云南、貴州和陜西等高寒山區(qū)?？嗍w具有較高的食用和藥用營(yíng)養(yǎng)價(jià)值?？嗍w茶是將苦蕎麥、苦蕎植株全株或不同部分經(jīng)由篩選、烘焙等工序加工而成的苦蕎次級(jí)沖飲品[1]?？嗍w茶中富含蘆丁等黃酮類(lèi)化合物,具有軟化血管、降血壓,調(diào)節(jié)內(nèi)分泌,預(yù)防心臟病和提高肌體免疫力等功效[2-3],苦蕎茶作為一類(lèi)純天然的綠色保健飲品受到了廣泛的關(guān)注和推崇。

文獻(xiàn)中報(bào)道的黃酮類(lèi)化合物提取方法有浸提法(回流法)、酶解法、微波提取、超聲提取、超臨界流體萃取法等[4-6,10]。浸提法(回流法)是黃酮化合物傳統(tǒng)提取技術(shù)的代表；肖詩(shī)明[7]和郭剛軍[8]分別報(bào)道了水提和有機(jī)溶劑乙醇浸提苦蕎茶中總黃酮；王斯慧等[9]報(bào)道了苦蕎麩皮中總黃酮的超聲提取工藝優(yōu)化過(guò)程,并采用了多次提取方法；王敏等[10]報(bào)道了纖維素酶輔助乙醇浸提苦蕎中的總黃酮的過(guò)程及優(yōu)化。奕梅等[11]實(shí)現(xiàn)了CO2超臨界流體對(duì)苦蕎總黃酮的萃取過(guò)程,該工藝具有綠色、高效等特點(diǎn)。高頻微波輻射有助于促進(jìn)苦蕎黃酮類(lèi)化合物的溶出,田世龍[12]報(bào)道了微波輔助乙醇浸提苦蕎總黃酮的工藝。

國(guó)內(nèi)外關(guān)于茶品沖泡工藝的研究報(bào)道日漸增多,傳統(tǒng)方法一般使用80 ℃左右的熱水甚至沸水沖泡,控制較高的沖泡溫度可以增加黃酮類(lèi)化合物等有效成分的溶出;通過(guò)延長(zhǎng)沖泡時(shí)間使得有效成分的溶出過(guò)程達(dá)到平衡;又可采取多次沖泡的方式最大程度的提高有效成分的溶出率[13-17]。然而傳統(tǒng)的沖泡工藝,過(guò)高的沖泡溫度降低了茶品的清香和口感,一味的延長(zhǎng)沖泡時(shí)間又缺乏操作可行性。本文首次提出苦蕎茶微波沖泡工藝與傳統(tǒng)沖泡工藝對(duì)比,通過(guò)研究以沖泡液中總黃酮得率為響應(yīng)值的兩種苦蕎茶沖泡工藝的響應(yīng)面優(yōu)化過(guò)程,對(duì)比不同沖泡工藝對(duì)沖泡液中總黃酮得率的影響,以期為苦蕎茶飲用和營(yíng)養(yǎng)價(jià)值的開(kāi)發(fā)和利用提供理論支持。

1 材料與方法

1.1 材料與儀器

谷冠牌苦蕎茶 產(chǎn)自云南烏蒙山-東川紅土地苦蕎種植基地,昆明五谷王食品有限公司;蘆丁 優(yōu)級(jí)純,日本和光純藥工業(yè)株式會(huì)社;無(wú)水乙醇、亞硝酸鈉、硝酸鋁、氫氧化鈉、濃氨水等其他試劑 分析純,天津市化學(xué)試劑廠。

Alpha-1502分光光度計(jì) 上海譜元儀器有限公司;CP224C電子天平 奧豪斯儀器上海有限公司;HH-S2型電熱恒溫水浴鍋 金壇市大地自動(dòng)化儀器廠;SHZ-ⅢA循環(huán)水式多用真空泵 河南省豫華儀器有限公司;102型電熱鼓風(fēng)干燥箱 威瑞科教儀器有限公司;G80F23CN3P-Q5(QO)型微波爐 廣東格蘭仕微波爐電器制造有限公司等。

1.2 實(shí)驗(yàn)方法

1.2.1 苦蕎茶粉末的制備 苦蕎茶→60 ℃恒溫干燥箱干燥處理12 h→粉碎后過(guò)40目篩→干粉備用。

1.2.2 苦蕎茶傳統(tǒng)沖泡工藝

1.2.2.1 傳統(tǒng)沖泡流程 準(zhǔn)確稱(chēng)取5.0000 g苦蕎茶粉末,用濾紙包裹后,置于250 mL容量瓶中,取250 mL蒸餾水在光波爐上燒至80 ℃,迅速轉(zhuǎn)移到錐形瓶中,用保鮮膜封口,置于80 ℃恒溫水浴鍋中浸泡15 min。將濾紙包取出,精確量取并記錄沖泡液體積,得苦蕎茶傳統(tǒng)沖泡液。

1.2.2.2 單因素實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì) 考察各單因素水平對(duì)苦蕎茶傳統(tǒng)沖泡液中總黃酮得率的影響。固定單次沖泡,沖泡溫度80 ℃和沖泡時(shí)間15 min,考察1∶100、1.5∶100、2∶100、3∶100、4∶100、8∶100 (g∶mL)茶水比的影響。固定較佳茶水比2∶100 (g∶mL),沖泡溫度80 ℃和沖泡時(shí)間15 min,考察1、2、3、4、5、6沖泡次數(shù)的影響。固定單次沖泡,茶水比2∶100 (g∶mL)和沖泡時(shí)間15 min,考察50、60、70、80、90、100 ℃沖泡溫度的影響。固定單次沖泡,茶水比2∶100 (g∶mL)和沖泡溫度 90 ℃,考察7.5、15.0、22.5、30.0、37.5、45.0 min沖泡時(shí)間的影響。

1.2.2.3 響應(yīng)面實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì) 結(jié)合單因素實(shí)驗(yàn)結(jié)果,固定單次沖泡,選取茶水比、沖泡溫度和沖泡時(shí)間三因素,每個(gè)因素設(shè)計(jì)三個(gè)水平,采用-1,0,+1編碼,以沖泡液中總黃酮得率(Y)為響應(yīng)值,建立Box-Benhnken 響應(yīng)面分析模型,如表1所示。

表1 響應(yīng)面分析的因素水平表Table 1 Factors and levels of response surface methodology

1.2.3 苦蕎茶微波沖泡工藝

1.2.3.1 微波沖泡流程 準(zhǔn)確稱(chēng)取4.0000 g的苦蕎茶粉末于250 mL錐形瓶中,加入200 mL蒸餾水,保鮮膜封口,調(diào)節(jié)微波爐功率300 W,微波90 s。取出冷卻至室溫,抽濾,準(zhǔn)確量取并記錄沖泡液體積,得苦蕎茶微波沖泡液。

1.2.3.2 單因素實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì) 考察各單因素水平對(duì)苦蕎茶微波沖泡液中總黃酮得率的影響。固定微波功率300 W和微波時(shí)間90 s,考察1∶100、2∶100、3∶100、4∶100、6∶100、8∶100 (g∶mL)茶水比的影響。按照上述最佳茶水比,固定微波功率300 W,考察80、100、120、140、160、180 s微波時(shí)間的影響。按照上述最佳茶水比和微波時(shí)間,考察100、200、300、400、500 W微波功率影響。

1.2.3.3 響應(yīng)面實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì) 根據(jù)單因素實(shí)驗(yàn)結(jié)果,固定單次沖泡,選取茶水比、微波時(shí)間和微波功率三個(gè)因子的水平并以-1,0,1編碼,以微波沖泡液中總黃酮得率(Y)，使用Design-Expert 8.06軟件，進(jìn)行Box-Benhnken實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)各因子編碼水平如表2所示。

表2 響應(yīng)面分析的因素水平表Table 2 Factors and levels of response surface methodology

1.2.4 沖泡液總黃酮得率的計(jì)算

1.2.4.1 標(biāo)準(zhǔn)曲線的制作 精確稱(chēng)取蘆丁標(biāo)準(zhǔn)品0.0250 g,加入70%乙醇定容到100.00 mL,得0.25 mg·mL-1的蘆丁標(biāo)準(zhǔn)溶液,搖勻備用。采用分光光度法制作標(biāo)準(zhǔn)曲線,吸量管精確吸取蘆丁標(biāo)準(zhǔn)溶液0.00、1.00、2.00、3.00、4.00、5.00、6.00、7.00、8.00 mL于25 mL的比色管中,依次加入NaNO2-AI(NO3)3-NaOH顯色,用70%乙醇定容,靜置15 min后,使用最大吸收波長(zhǎng)495 nm掃描吸光度。以吸光度為縱坐標(biāo),蘆丁標(biāo)準(zhǔn)液濃度為橫坐標(biāo),繪制標(biāo)準(zhǔn)曲線。

1.2.4.2 總黃酮得率的計(jì)算 準(zhǔn)確移取19.00 mL苦蕎茶沖泡液于25 mL比色管中,依次加入NaNO2-AI(NO3)3-NaOH溶液共6 mL,搖勻、靜置15 min。使用最大吸收波長(zhǎng)495 nm測(cè)試吸光度。代入回歸方程,按照下面公式計(jì)算沖泡液中總黃酮得率。

式中，X:測(cè)試液黃酮濃度(mg·mL-1);V:苦蕎茶沖泡液的定容體積(mL);M:稱(chēng)取苦蕎茶質(zhì)量(g)。

1.3 數(shù)據(jù)處理

2 結(jié)果與分析

2.1 標(biāo)準(zhǔn)曲線的繪制

蘆丁標(biāo)準(zhǔn)曲線見(jiàn)圖1,擬合線性方程Y=10.586X-0.0018,線性相關(guān)系數(shù)為R2=0.9993。

圖1 蘆丁標(biāo)準(zhǔn)曲線Fig.1 Standard curve of rutin solution

2.2 苦蕎茶傳統(tǒng)沖泡工藝研究

2.2.1 單因素實(shí)驗(yàn)結(jié)果

2.2.1.1 茶水比對(duì)總黃酮得率的影響 如圖2所示,隨著茶水比的增加,苦蕎茶沖泡液中總黃酮得率先升高后降低,當(dāng)茶水比為2.00∶100 (g∶mL)時(shí),沖泡液中總黃酮得率達(dá)到最高值0.026%。繼續(xù)增加茶水比,總黃酮的得率開(kāi)始降低,且茶水過(guò)濃還會(huì)導(dǎo)致茶水苦味增加口感變差。

圖2 茶水比對(duì)沖泡液中總黃酮得率的影響Fig.2 Result of tea weater ratio on the extraction ratio of total flavonoids

2.2.1.2 沖泡次數(shù)對(duì)總黃酮得率的影響 如圖3所示,隨著沖泡次數(shù)增加,沖泡液中總黃酮得率雖然呈現(xiàn)降低趨勢(shì),但第六次沖泡液中總黃酮的得率仍相當(dāng)于第一次沖泡液中總黃酮得率的55%,且多次沖泡后苦蕎茶沖泡液的色態(tài)和口感良好,上述結(jié)果表明,苦蕎茶飲品可進(jìn)行多次沖泡。

圖3 沖泡次數(shù)對(duì)沖泡液中總黃酮得率的影響Fig.3 Result of brewing frequency on the extraction ratio of total flavonoids

2.2.1.3 沖泡溫度對(duì)總黃酮得率的影響 如圖4所示,隨著沖泡溫度增加,黃酮類(lèi)化合物的溶出速率增大,沖泡液中總黃酮得率呈上升趨勢(shì),沖泡溫度在90 ℃以上時(shí),沖泡液中黃酮得率略有降低。最佳沖泡溫度為90 ℃,此時(shí)沖泡液中總黃酮得率為0.025%。

圖4 沖泡溫度對(duì)沖泡液中總黃酮得率的影響Fig.4 Result of brewing temperature on the extraction ratio of total flavonoids

2.2.1.4 沖泡時(shí)間對(duì)總黃酮得率的影響 如圖5所示,沖泡液中總黃酮得率隨沖泡時(shí)間延長(zhǎng)而增大,沖泡時(shí)間30 min后總黃酮得率趨于恒定。且隨著沖泡時(shí)間的延長(zhǎng),苦蕎茶沖泡液出現(xiàn)少量沉淀物且口感苦味增加,因此固定最佳沖泡時(shí)間30 min,此時(shí)沖泡液中總黃酮得率為0.0353%。

圖5 沖泡時(shí)間對(duì)沖泡液中總黃酮得率的影響Fig.5 Result of brewing time on the extraction ratio of total flavonoids

2.2.2 響應(yīng)面優(yōu)化苦蕎茶傳統(tǒng)沖泡工藝

2.2.2.1 多元響應(yīng)模型的建立 云南苦蕎茶傳統(tǒng)沖泡工藝的響應(yīng)面分析實(shí)驗(yàn)方案如表3所示,結(jié)果顯示,沖泡液中總黃酮得率介于0.019%～0.036%之間。當(dāng)沖泡茶水比2.00∶100 g·mL-1,沖泡溫度和時(shí)間分別為100 ℃和45 min時(shí),苦蕎茶沖泡液中總黃酮得率對(duì)應(yīng)最大值0.036%。擬合實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù),獲得以沖泡液中總黃酮得率為響應(yīng)值的多元回歸模型為:

Y1(%)=+0.034+1.737E-004A+1.077E-003B+5.596E-003C+9.500E-004AB+5.225E-004AC-2.400E-004BC-7.535E-003A2-4.558E-003B2-1.530E-003C2

表4 響應(yīng)面分析多元回歸模型的ANOVA分析Table 4 Analysis of variance(ANOVA)for response surface quadratic model

注:***p<0.001極其顯著;**p<0.01非常顯著;*p<0.05顯著。

表3 響應(yīng)面分析方案及結(jié)果Table 3 RSM design and experimental results of total flavonoid yield

2.2.2.2 多元響應(yīng)模型的方差(ANOVA)分析 上述多元Quadratic響應(yīng)模型的方差分析結(jié)果如表4所示。p值大小反映多元模型及各響應(yīng)因子對(duì)響應(yīng)值的顯著性水平。模型的p值0.0112,模型失擬項(xiàng)2.955E-05極低,預(yù)示模型及各響應(yīng)因子的顯著性影響。相關(guān)系數(shù)(0.9457)表明94.57%的實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)可用該數(shù)學(xué)模型解釋,實(shí)驗(yàn)誤差較小;變異系數(shù)(9.159%)說(shuō)明多元模型有一定的重現(xiàn)性,信噪比為7.5863,遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于4.000;相關(guān)系數(shù)和調(diào)整系數(shù)較為接近,預(yù)示著該多元二次回歸模型在一定程度上可以預(yù)測(cè)最佳工藝條件,擬合響應(yīng)值的理論最大值。多元模型各項(xiàng)的顯著性水平差異分析結(jié)果顯示,B2對(duì)響應(yīng)值影響顯著,C和A2對(duì)響應(yīng)值影響非常顯著。

圖6的3D響應(yīng)面圖和等高線圖可形象描述各響應(yīng)因子的交互影響,進(jìn)一步佐證三個(gè)交互項(xiàng)對(duì)響應(yīng)值影響并不顯著。F值預(yù)示各響應(yīng)因子對(duì)苦蕎茶沖泡液中總黃酮得率的影響次序?yàn)镃>B>A。

圖6 各響應(yīng)因子對(duì)響應(yīng)值的交互作用Fig.6 The interactive effects of each independent variables注:a：茶水比和沖泡溫度；b：茶水比 和沖泡時(shí)間；c：沖泡溫度和時(shí)間。

2.2.3 驗(yàn)證實(shí)驗(yàn) 求解多元回歸方程,苦蕎茶沖泡條件為茶水比2.10∶100 (g∶mL)、沖泡溫度98.44 ℃、沖泡時(shí)間44.00 min時(shí),理論擬合沖泡液黃酮得率最大為0.0357%。為方便實(shí)際操作驗(yàn)證實(shí)驗(yàn)條件修正為茶水比2.00∶100 (g∶mL)、沖泡溫度100 ℃、沖泡時(shí)間45 min,重復(fù)沖泡三次,驗(yàn)證實(shí)驗(yàn)所得苦蕎茶沖泡液黃酮得率為0.0350%±0.003%,與多元響應(yīng)模型預(yù)測(cè)值0.0357%的絕對(duì)誤差為-0.0007%,吻合的較好,佐證了該多元響應(yīng)模型可有效地優(yōu)化苦蕎茶總黃酮的傳統(tǒng)沖泡工藝。

2.3 苦蕎茶微波沖泡工藝研究

2.3.1 單因素實(shí)驗(yàn)及結(jié)果

2.3.1.1 茶水比對(duì)總黃酮得率的影響 如圖7所示,隨著茶水比增加沖泡液中總黃酮得率先增大后減小,反應(yīng)底物濃度增加促進(jìn)黃酮類(lèi)化合物的溶出,當(dāng)沖泡茶水比為2.00∶100 (g∶mL),沖泡液中總黃酮得率達(dá)到最大值0.241%。進(jìn)一步增加茶水比不僅降低了口感,底物團(tuán)聚反而阻礙了黃酮類(lèi)化合物的溶出。

圖7 茶水比對(duì)沖泡液中總黃酮得率的影響Fig.7 Result of tea weater ratio on the extraction ratio of total flavonoids

2.3.1.2 微波時(shí)間對(duì)總黃酮得率的影響 如圖8所示,隨著微波時(shí)間的延長(zhǎng),沖泡液總黃酮濃度呈上升趨勢(shì),當(dāng)微波時(shí)間為160 s,沖泡液中總黃酮得率達(dá)到最大值0.415%;再次延長(zhǎng)微波時(shí)間,總黃酮得率開(kāi)始緩慢降低,可能原是長(zhǎng)時(shí)間微波作用導(dǎo)致黃酮分解,還會(huì)使沖泡液溫度驟升甚至發(fā)生噴濺。

圖8 微波時(shí)間對(duì)沖泡液中總黃酮得率的影響Fig.8 Result of microwave time on the extraction ratio of total flavonoids

2.3.1.3 微波功率對(duì)總黃酮得率的影響 如圖9所示,隨著微波功率增加,作用在底物上的微波強(qiáng)度增大且沖泡液溫度升高,都將導(dǎo)致沖泡液中總黃酮得率增加;然而微波功率太大,將制約微波時(shí)間,否則沖泡液將爆沸,且微波功率太大還會(huì)導(dǎo)致黃酮變性分解。實(shí)驗(yàn)中控制最佳微波功率400 W,沖泡液中總黃酮得率0.437%。

圖9 微波功率對(duì)沖泡液中總黃酮得率的影響Fig.9 Result of microwave power on the extraction ratio of total flavonoids

2.3.2 苦蕎茶微波沖泡工藝的響應(yīng)面優(yōu)化

2.3.2.1 多元響應(yīng)模型的建立 云南苦蕎茶微波沖泡工藝的響應(yīng)面分析方案如表5所示,響應(yīng)面分析結(jié)果顯示,微波沖泡液中總黃酮得率介于0.220%～0.391%之間。當(dāng)沖泡茶水比2.00∶100 (g∶mL)、微波時(shí)間180 s、微波功率500 W時(shí),實(shí)驗(yàn)測(cè)得微波沖泡液中總黃酮得率達(dá)到最大值0.391%。擬合實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù),獲得以微波沖泡液中總黃酮得率為響應(yīng)值的多元響應(yīng)模型為:

Y2(%)=+0.39-0.049A+6.750E-003B+0.014C-2.250E-003AB+2.250E-003AC-7.500E-004BC-0.092A2-9.625E-003B2-5.625E-003C2

表5 響應(yīng)面分析方案及結(jié)果Table 5 RSM design and experimental results of total flavonoid yield

2.3.2.2 多元響應(yīng)模型的方差(ANOVA)分析 苦蕎茶微波泡液總黃酮得率與沖泡茶水比、微波時(shí)間和微波功率三個(gè)響應(yīng)因子之間符合Quadratic多元響應(yīng)模型,模型的p值<0.0001,失擬項(xiàng)1.000E-04極低,預(yù)示著該模型及各項(xiàng)的顯著性。較小的變異系數(shù)(1.36)預(yù)示著響應(yīng)模型重現(xiàn)性較好,置信度越高。0.9981的相關(guān)系數(shù),說(shuō)明該數(shù)學(xué)模型可用于解釋幾乎全部的實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù),相關(guān)系數(shù)和調(diào)整系數(shù)小數(shù)點(diǎn)后第3位上的差別,較高的信噪比45.598,說(shuō)明該模型對(duì)響應(yīng)值一定程度上具有精確的預(yù)測(cè)作用。

表6 響應(yīng)面分析多元回歸模型的ANOVA分析Table 6 Analysis of variance(ANOVA)table for response surface quadratic model

圖10 各響應(yīng)因子對(duì)響應(yīng)值的交互作用,Fig.10 The interactive effects of each independent variable注:a：茶水比和微波時(shí)間;b：茶水比 和微波功率;c：微波時(shí)間和功率。

注:***p<0.001極其顯著;**p<0.01 非常顯著;*p<0.05 顯著。 顯著性水平差異分析結(jié)果顯示,B和B2對(duì)響應(yīng)值影響非常顯著;A、C和A2對(duì)響應(yīng)值影響極其顯著。三個(gè)交互項(xiàng)對(duì)響應(yīng)值的影響可通過(guò)圖10的3D響應(yīng)面圖和等高線圖形象描述,佐證三個(gè)響應(yīng)因子對(duì)響應(yīng)值的交互作用并不顯著。F值預(yù)示各響應(yīng)因子對(duì)苦蕎茶沖泡液中總黃酮得率的影響次序?yàn)锳>C>B。

2.3.3 驗(yàn)證實(shí)驗(yàn) 求解多元回歸方程,苦蕎茶微波沖泡的最佳條件為茶水比2.00∶100 (g∶mL)、微波時(shí)間170.42 s、微波功率402.55 W,此條件下,理論擬合微波沖泡液黃酮得率最大值為0.393%。為便于操作驗(yàn)證實(shí)驗(yàn)微波沖泡條件修正為茶水比2.00∶100 (g∶mL)、微波時(shí)間170 s、微波功率400 W,在此條件下重復(fù)沖泡三次,微波沖泡液黃酮得率的實(shí)驗(yàn)值為0.387%±0.003%,和多元模型理論擬合值0.393%的絕對(duì)誤差為-0.006%,吻合的非常好,佐證了多元模型可優(yōu)化苦蕎微波沖泡工藝。

3 結(jié)論

本論文在單因素實(shí)驗(yàn)基礎(chǔ)上,研究了傳統(tǒng)和微波兩種苦蕎茶沖泡工藝的響應(yīng)面優(yōu)化過(guò)程,建立了多元響應(yīng)數(shù)學(xué)模型,分析模型確定最佳沖泡工藝,擬合方程獲得沖泡液中總黃酮得率最大理論值。驗(yàn)證實(shí)驗(yàn)結(jié)果顯示,傳統(tǒng)沖泡最佳條件為茶水比2.00∶100 (g∶mL)、沖泡溫度100 ℃、沖泡時(shí)間45 min,實(shí)驗(yàn)測(cè)得沖泡液總黃酮得率平均值為0.0350%±0.003%;與理論預(yù)測(cè)值0.0357%有-0.0007%的誤差。微波沖泡最佳條件為茶水比2.00∶100 (g∶mL)、微波時(shí)間170 s、微波功率400 W,實(shí)驗(yàn)測(cè)得沖泡液總黃酮得率平均值為0.387%±0.003%;與響應(yīng)模型預(yù)測(cè)值0.393%有-0.006%的誤差。

傳統(tǒng)和微波兩種苦蕎茶沖泡工藝中,沖泡液中總黃酮得率的實(shí)驗(yàn)測(cè)定值和理論擬合值吻合良好,進(jìn)一步佐證多元響應(yīng)模型的顯著性和對(duì)響應(yīng)值的精準(zhǔn)預(yù)測(cè)作用。對(duì)比傳統(tǒng)和微波兩種沖泡工藝的實(shí)驗(yàn)結(jié)果:微波沖泡液中總黃酮得率相對(duì)于前者提高了將近十倍,微波沖泡極大的縮短了沖泡時(shí)間,提高了沖泡效率。

[1]吳金松,張?chǎng)纬?趙鋼,等. 新型苦蕎茶的加工技術(shù)研究

[J]. 四川食品與發(fā)酵,2007,43(3):55-57.

[2]王曉梅,曹穩(wěn)根. 黃酮類(lèi)化合物藥理作用的研究進(jìn)展[J]. 宿州學(xué)院學(xué)報(bào),2007,22(1):105-107.

[3]田秀紅,劉鑫峰,閆峰,等.苦蕎麥的藥理作用與食療[J]. 農(nóng)產(chǎn)品加工·學(xué)刊,2008(8):31-33.

[4]唐德智.黃酮類(lèi)化合物的提取、分離、純化研究進(jìn)展[J]. 海峽藥學(xué),2009,21(12):101-104.

[5]曾 敏,龔正禮.超聲輔助室溫沖泡綠茶的條件篩選和品質(zhì)分析[J]. 食品科學(xué),2014,35(10):315-319.

[6]李富蘭,梁曉鋒,李艷清. 微波法提取苦蕎茶中黃酮的工藝研究[J]. 食品研究與開(kāi)發(fā),2015(16):119-121.

[7]肖詩(shī)明,張忠,李勇,等. 苦蕎麥麩皮中黃酮的提取工藝條件研究[J]. 食品科學(xué),2006,27(1):156-158.

[8]郭剛軍,何美瑩,鄒建云,等. 苦蕎黃酮的提取分離及抗氧化活性研究[J]. 食品科學(xué),2008,29(12):373-376.

[9]王斯慧,黃琬凌,李馨倩,等. 超聲輔助提取苦蕎黃酮的工藝優(yōu)化[J]. 糧食和飼料工業(yè),2012,12(1):28-31.

[10]王敏,高錦明,王軍,等. 苦蕎莖葉粉總黃酮酶法提取工藝研究[J]. 中草藥,2006,37(11):1645-1648.

[11]奕梅,呂敬慈,雍克嵐,等. 金蕎麥超臨界CO2流體的萃取工藝[J]. 上海大學(xué)學(xué)報(bào)：自然科學(xué)版,2008(3):328-330.

[12]田世龍,張永茂,李守強(qiáng),等. 苦蕎中黃酮微波提取方法機(jī)器動(dòng)態(tài)變化研究[J]. 食品與機(jī)械,2008(4):149-152.

[13]龔麗,胡光華,毛新,等. 膨化苦蕎麥茶泡茶特性研究[J]. 食品科技,2011(5):117-121.

[14]段浩平,張冬英,龔舒靜,等. 苦蕎茶黃酮類(lèi)成份及茶渣營(yíng)養(yǎng)成份研究[J]. 西南農(nóng)業(yè)學(xué)報(bào),2014,27(3):1260-1263.

[15]張忠,肖詩(shī)明. 苦蕎茶總黃酮沖泡特性的研究[J]. 農(nóng)產(chǎn)品加工·綜合刊,2012(12):70-72.

[16]毛莉娟,劉學(xué)文,冉旭. 苦丁茶中黃酮的提取工藝[J]. 食品科技,2002(11):148-151.

[17]姜慧,王美萍,田彤,等. 菊花茶沖泡工藝優(yōu)化[J]. 食品科學(xué),2011,32(22):152-155.

全國(guó)中文核心期刊 輕工行業(yè)優(yōu)秀期刊