基于FT-NIR的葡萄酒發(fā)酵過程中揮發(fā)酸的定量分析

賈柳君，王健，張海紅*，李子文，李宗朋，熊雅婷

（1.寧夏大學(xué)農(nóng)學(xué)院，寧夏銀川750021；2.中國食品發(fā)酵工業(yè)研究院，北京100015）

基于FT-NIR的葡萄酒發(fā)酵過程中揮發(fā)酸的定量分析

賈柳君1,2，王健2，張海紅1*，李子文1,2，李宗朋2，熊雅婷2

（1.寧夏大學(xué)農(nóng)學(xué)院，寧夏銀川750021；2.中國食品發(fā)酵工業(yè)研究院，北京100015）

利用近紅外光譜技術(shù)對(duì)葡萄酒發(fā)酵過程中揮發(fā)酸含量進(jìn)行定量分析，通過偏最小二乘法建立葡萄酒發(fā)酵過程中揮發(fā)酸定量分析模型，同時(shí)采用間隔偏最小二乘法（iPLS）、后向間隔偏最小二乘法（BiPLS）、組合間隔偏最小二乘法（SiPLS）、競爭性自適應(yīng)重加權(quán)算法（CARS）對(duì)整個(gè)譜區(qū)進(jìn)行光譜特征變量篩選。以決定系數(shù)（R2）、校正標(biāo)準(zhǔn)偏差（RMSEC）、預(yù)測標(biāo)準(zhǔn)偏差（RMSEP）、相對(duì)分析誤差（RPD）以及最佳主因子數(shù)為模型質(zhì)量的評(píng)價(jià)指標(biāo)。結(jié)果表明：進(jìn)行變量篩選可對(duì)模型起到優(yōu)化作用，提高識(shí)別精度，降低模型解析難度。其中CARS對(duì)模型的優(yōu)化效果最佳，優(yōu)化模型的決定系數(shù)R2達(dá)到0.868，RMSEC為0.033，RMSEP為0.032，RPD為5.31，有效簡化了模型復(fù)雜程度，提高了模型穩(wěn)定性和預(yù)測能力。

葡萄酒；揮發(fā)酸；近紅外光譜技術(shù)；定量分析；波段篩選

葡萄酒以其豐富的營養(yǎng)成分，獨(dú)特濃郁的香味聞名于世界，深受消費(fèi)者的喜愛[1]。如今隨著葡萄酒市場的發(fā)展，消費(fèi)者對(duì)葡萄酒的質(zhì)量有了更高的要求，而葡萄酒發(fā)酵過程中各項(xiàng)指標(biāo)的變化對(duì)葡萄酒品質(zhì)有著極為重要的影響，因此，釀酒企業(yè)對(duì)于葡萄酒發(fā)酵過程中各參數(shù)的實(shí)時(shí)監(jiān)測尤為重視[2]。其中，葡萄酒發(fā)酵過程中揮發(fā)酸含量的變化，會(huì)對(duì)葡萄酒的風(fēng)味及品質(zhì)產(chǎn)生較大影響，隨著揮發(fā)酸含量的增加，葡萄酒的酸味會(huì)逐漸增強(qiáng)，出現(xiàn)酸味壓制其他味覺特征，成為主要味覺的現(xiàn)象，當(dāng)揮發(fā)酸含量過高時(shí)，會(huì)導(dǎo)致葡萄酒很快喪失其特有的營養(yǎng)和風(fēng)味特征，品質(zhì)變差[3-4]。因此，實(shí)時(shí)檢測揮發(fā)酸含量極其重要。而目前檢測揮發(fā)酸含量的傳統(tǒng)方法操作步驟繁多，過程復(fù)雜，費(fèi)時(shí)費(fèi)力，很難進(jìn)行大量樣品的在線快速檢測，存在監(jiān)測信息滯后，不具實(shí)時(shí)性等缺點(diǎn)[5]。因此，為了保證葡萄酒品質(zhì)，尋找一種快速、準(zhǔn)確的在線檢測方法對(duì)葡萄酒發(fā)酵過程中揮發(fā)酸含量進(jìn)行實(shí)時(shí)監(jiān)測尤為迫切和重要。

近紅外光譜技術(shù)具有分析速度快、檢測效率高、操作簡便、無需前處理且無污染、可完成生產(chǎn)過程的實(shí)時(shí)監(jiān)測等優(yōu)點(diǎn)，已應(yīng)用到了食品、化工、藥品、釀酒等許多行業(yè)[6]。目前，在葡萄酒快速檢測方面，國內(nèi)外學(xué)者進(jìn)行了大量的研究。張樹明等[7]用近紅外光譜法結(jié)合化學(xué)計(jì)量學(xué)方法對(duì)葡萄酒發(fā)酵過程中葡萄糖、果糖、甘油、乙醇四個(gè)指標(biāo)進(jìn)行了定量分析，比較了主成分回歸和偏最小二乘回歸模型的預(yù)測能力。URBANO C M等[8]用近紅外光譜法對(duì)葡萄酒發(fā)酵過程中的多個(gè)指標(biāo)進(jìn)行分析檢測，采用偏最小二乘法和交互驗(yàn)證等方法建立模型，其中酒精度、總酸、pH值、乳糖等指標(biāo)的判別系數(shù)＞0.8。王豪等[9]用近紅外光譜法對(duì)葡萄酒進(jìn)行測定，利用偏最小二乘法建立了葡萄酒中酒精度的回歸模型，模型的準(zhǔn)確度高。以上研究均表明了近紅外光譜技術(shù)可用于葡萄酒發(fā)酵過程中主要參數(shù)的檢測，但在葡萄酒發(fā)酵過程中揮發(fā)酸指標(biāo)的近紅外研究較少，且未深入優(yōu)化模型。

本研究擬對(duì)葡萄酒發(fā)酵過程中揮發(fā)酸含量進(jìn)行快速無損檢測，探討分析間隔偏最小二乘法（interval partial least square，iPLS）、后向間隔偏最小二乘法（backward interval partial least square，BiPLS）、組合間隔偏最小二乘法（synergy interval partial least square，SiPLS）、競爭性自適應(yīng)重加權(quán)算法（competitive adaptive reweighted sampling，CARS）對(duì)葡萄酒發(fā)酵過程中揮發(fā)酸定量回歸模型效果的影響，期望為葡萄酒發(fā)酵過程中揮發(fā)酸含量的在線檢測提供一定參考依據(jù)。

1　材料與方法

1.1材料與試劑

本試驗(yàn)所用葡萄酒發(fā)酵液樣品共356個(gè)，由某葡萄酒企業(yè)提供，采用透反射方式掃描采集葡萄酒發(fā)酵液的近紅外光譜。葡萄酒發(fā)酵液中揮發(fā)酸含量根據(jù)國標(biāo)GB/T 15038—2006《葡萄酒、果酒通用分析方法》，采用堿標(biāo)準(zhǔn)溶液滴定，再測定游離二氧化硫和結(jié)合二氧化硫，通過計(jì)算與修正得出。

1.2儀器與設(shè)備

Buchi N-500傅立葉變換近紅外光譜儀：瑞士步琦有限公司；光譜儀光源為鹵鎢燈，檢測器為溫控InGaAs，配有高性能測量杯及透反射蓋。光譜范圍為4000～10000cm-1，分辨率為8 cm-1，掃描次數(shù)為32次；利用配套軟件NIRWare Operator采集葡萄酒發(fā)酵液樣品的近紅外光譜信息。

1.3方法

1.3.1校正集與驗(yàn)證集的劃分

在隨機(jī)保留50個(gè)葡萄酒發(fā)酵液樣本作為獨(dú)立測試集的基礎(chǔ)上，采用Kennard-Stone（K-S）法[10]以2∶1的比例將剩余306個(gè)樣品進(jìn)行樣本集和驗(yàn)證集的劃分。選擇校正集樣本204個(gè)，驗(yàn)證集樣本102個(gè)。校正集與驗(yàn)證集的揮發(fā)酸值統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1　校正集與驗(yàn)證集統(tǒng)計(jì)結(jié)果Table 1　Statistical results of calibration set and validation set

1.3.2光譜預(yù)處理

為了消除近紅外光譜中的干擾因素對(duì)模型的影響，提高模型穩(wěn)定性與準(zhǔn)確度，本實(shí)驗(yàn)采用標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)變量變換（standardized normal variate，SNV）對(duì)光譜進(jìn)行預(yù)處理。

1.3.3光譜變量選擇

為了剔除無信息變量，降低模型簡析難度，提升模型穩(wěn)定性和準(zhǔn)確度，本實(shí)驗(yàn)分別采用iPLS、BiPLS和SiPLS、 CARS法對(duì)全光譜1 501個(gè)變量進(jìn)行優(yōu)化選擇，并結(jié)合偏最小二乘法（partial least square，PLS）法建立模型。選取決定系數(shù)（R2）、校正標(biāo)準(zhǔn)偏差（root mean square error of cross，RMSEC）、預(yù)測標(biāo)準(zhǔn)偏差（root mean square error of prediction，RMSEP）、相對(duì)分析誤差（relative percent deviation，RPD）以及最佳主因子數(shù)來評(píng)價(jià)模型穩(wěn)定性與預(yù)測能力[11]。決定系數(shù)R2越接近1，RMSEC與RMSEP越接近并且越小，則表明建立的模型效果越好，并且RPD一般＞3[12]。

1.3.4數(shù)據(jù)處理與分析

iPLS、BiPLS、SiPLS、CARS等程序均在MATLAB環(huán)境下運(yùn)行，偏最小二乘計(jì)算應(yīng)用Unscrambler X10.3光譜分析軟件（挪威CAMO公司）實(shí)現(xiàn)。

2　結(jié)果與分析

2.1光譜波段優(yōu)選

2.1.1間隔偏最小二乘波段選擇法優(yōu)選特征變量

iPLS是將全光譜劃分為k個(gè)均勻子區(qū)間，在每個(gè)子區(qū)間建立PLS模型，選擇預(yù)測精度最高的回歸模型所在的子區(qū)間為建模區(qū)間的方法[13]。本實(shí)驗(yàn)k的范圍為10～40，間隔為5。經(jīng)計(jì)算得出k為10時(shí)，iPLS得到的交叉驗(yàn)證均方差（root mean square error of cross validation，RMSECV）值最小，為0.054 7，波段篩選結(jié)果如圖1所示，圖1中縱坐標(biāo)表示各波段交叉驗(yàn)證均方差（RMSECV），虛線則表示全光譜區(qū)建模時(shí)的RMSECV值。因此本實(shí)驗(yàn)挑選處于虛線以下的第3、4、5、6、7號(hào)波段建模。優(yōu)化后模型所用到的變量數(shù)為750個(gè)，僅占全光譜的50%。

圖1　各區(qū)間模型與全譜模型的RMSECV值比較Fig.1　Comparison of RMSECV between interval model and full spectrum model

2.1.2后向間隔偏最小二乘波段選擇法優(yōu)選特征區(qū)間

BiPLS是在全光譜劃分成k個(gè)均勻子區(qū)間的情況下，每次去掉一個(gè)RMSECV值最大的子區(qū)間，在剩余區(qū)間建立模型，得到RMSECV值，重復(fù)進(jìn)行至剩余一個(gè)子區(qū)間，最終選擇RMSECV值最小的區(qū)間組合來建立模型[14]。經(jīng)計(jì)算得出k為10時(shí)，BiPLS得到的RMSECV值最小，為0.045 2，波段篩選結(jié)果如表2所示，選擇［2、10、9、8］波段建模。經(jīng)篩選后所得變量數(shù)為600個(gè)，僅占全光譜的40%。

表210　個(gè)區(qū)間數(shù)的BiPLS優(yōu)化結(jié)果Table 2　Optimized results of BiPLS in 10 intervals

2.1.3組合間隔偏最小二乘波段選擇法優(yōu)選特征區(qū)間

SiPLS是將全光譜劃分成k個(gè)均勻子區(qū)間后，組合不同區(qū)間個(gè)數(shù)并建模，最終選擇相關(guān)系數(shù)最大且RMSECV值最小的組合區(qū)間進(jìn)行建模[15]。本實(shí)驗(yàn)k的范圍為10～40，間隔為5，組合數(shù)范圍為1～4。經(jīng)計(jì)算得出k為10時(shí)，SiPLS得到的RMSECV值最小，為0.042 8，波段篩選結(jié)果如表3所示，選擇［5、7、8、9］組合波段建模。篩選所得變量數(shù)僅為600個(gè)，占全光譜的40%。

2.1.4競爭性自適應(yīng)重加權(quán)算法優(yōu)選特征區(qū)間

表310　個(gè)區(qū)間數(shù)的SiPLS優(yōu)化結(jié)果Table 3　Optimized results of SiPLS in 10 intervals

CARS在進(jìn)行變量篩選時(shí)，保留回歸系數(shù)絕對(duì)值大的變量，剔除回歸系數(shù)絕對(duì)值小的變量，重復(fù)運(yùn)行篩選出最佳變量子集[16]。圖2（a）表示隨著運(yùn)行次數(shù)增加，變量數(shù)的下降趨勢由前段快速減少到后段逐漸平緩，反映了CARS的“粗選”和“精選”過程；圖2（b）表示交互驗(yàn)證均方差的變化趨勢，前68次運(yùn)行中RMSECV值逐漸減小，為0.040 8，68次之后呈逐漸增大的趨勢，這是因?yàn)樵谶\(yùn)行68次時(shí)已基本剔除了與揮發(fā)酸含量無關(guān)的變量，其后開始剔除相關(guān)變量，導(dǎo)致出現(xiàn)RMSECV值增大的現(xiàn)象；圖2（c）表示回歸系數(shù)的變化趨勢，與“*”相對(duì)的點(diǎn)為RMSECV值的最低點(diǎn)[17-19]。經(jīng)CARS法篩選所得變量數(shù)為37個(gè)，如圖3所示，僅占全光譜的2.5%。

圖2CARS法關(guān)鍵變量選擇結(jié)果Fig.2　Key variable selection results by CARS method

圖3CARS篩選的波數(shù)變量分布Fig.3　Distribution diagram of variables selected by CARS

2.2模型建立與評(píng)價(jià)

經(jīng)過上述四種方法的篩選，分別建立葡萄酒發(fā)酵過程中揮發(fā)酸的全光譜-PLS，iPLS、BiPLS、SiPLS、CARS-PLS定量模型，并對(duì)決定系數(shù)（R2）、校正標(biāo)準(zhǔn)偏差（RMSEC）、預(yù)測標(biāo)準(zhǔn)偏差（RMSEP）、相對(duì)分析誤差（RPD）以及最佳主因子數(shù)進(jìn)行比較，來評(píng)價(jià)模型效果，模型優(yōu)化結(jié)果如表4所示。

表4　揮發(fā)酸的不同PLS模型及性能評(píng)價(jià)結(jié)果Table 4　Different PLS models and performance evaluation results of volatile acids

從表4可看出，與全光譜建模相比，采用上述四種方法進(jìn)行變量篩選后，建模所用變量數(shù)均有不同程度的減少，模型識(shí)別精度提高，解析難度降低，決定系數(shù)R2相對(duì)增加，RMSEP相對(duì)減小，最佳主因子數(shù)相對(duì)降低，模型質(zhì)量均達(dá)到不同程度的優(yōu)化。iPLS雖然減少了建模變量數(shù)，簡化了建模的復(fù)雜程度，但由于只篩選得到單個(gè)子區(qū)間進(jìn)行建模，容易遺漏其他區(qū)間的有效信息，導(dǎo)致建模所用變量信息不夠充分。BiPLS、SiPLS則通過將相關(guān)性大的子區(qū)間進(jìn)行優(yōu)化組合建模，去除信息冗余的區(qū)間，使得建模所用光譜更加全面有效，模型的精度更高[20]。其中CARS在剔除無信息變量的同時(shí)，淘汰了光譜中共線性變量及受外界因素影響較大的變量，優(yōu)選出最能表征目標(biāo)信息的關(guān)鍵性變量，有效地簡化了模型復(fù)雜程度，提高了模型信噪比。

采用CARS篩選后所得變量建立的葡萄酒發(fā)酵過程中揮發(fā)酸定量模型的優(yōu)化效果最為理想，建模所用變量數(shù)最少，決定系數(shù)R2達(dá)到0.868，RMSEC為0.033，RMSEP為0.032，RPD為5.31。同時(shí)，CARS篩選得到的變量包含了成分中C—O、C=O、C—H、O—H等官能團(tuán)的主要吸收區(qū)域，其中，6 500 cm-1歸屬為OH伸縮振動(dòng)和C—H伸縮振動(dòng)的組合頻，6 920 cm-1處的尖吸收峰是羧酸單體非鍵合或游離OH伸縮振動(dòng)的一級(jí)倍頻吸收，8 070 cm-1是O—H伸縮振動(dòng)和C=O伸縮振動(dòng)一級(jí)倍頻的組合頻等，反映出葡萄酒發(fā)酵過程中揮發(fā)酸的特征波數(shù)[21]。

2.3模型驗(yàn)證

將獨(dú)立樣本測試集中50個(gè)樣品的光譜通過CARS模型進(jìn)行驗(yàn)證，如圖4所示，各參數(shù)的實(shí)測值與預(yù)測值點(diǎn)呈現(xiàn)對(duì)角線分布，且經(jīng)成對(duì)t檢驗(yàn)，各參數(shù)的預(yù)測值與實(shí)測值無顯著差異。經(jīng)驗(yàn)證，葡萄酒發(fā)酵過程中揮發(fā)酸決定系數(shù)R2為0.871 2，RMSEP為0.033 2，說明模型的預(yù)測結(jié)果較為準(zhǔn)確。

圖4　揮發(fā)酸CARS模型實(shí)測值與預(yù)測值分布Fig.4　Measured values and predicted values distribution of volatile acid in CARS model

3　結(jié)論

本文分別采用間隔偏最小二乘法（iPLS）、后向間隔偏最小二乘法（BiPLS）、組合間隔偏最小二乘法（SiPLS）、競爭性自適應(yīng)重加權(quán)算法（CARS）對(duì)光譜特征變量進(jìn)行篩選，得出以下結(jié)論：

（1）結(jié)合上述四種波段篩選方法，分別建立葡萄酒發(fā)酵過程中揮發(fā)酸定量分析模型，模型質(zhì)量均有所優(yōu)化，不僅降低了模型的復(fù)雜程度，同時(shí)大幅提升了模型的穩(wěn)定性和預(yù)測能力，證明了近紅外光譜技術(shù)在葡萄酒發(fā)酵過程中揮發(fā)酸定量分析方面的可行性和巨大潛力，同時(shí)說明了變量篩選對(duì)模型優(yōu)化的重要性。

（2）采用CARS法進(jìn)行波段篩選后所建模型的效果優(yōu)于其余三種方法，在保留揮發(fā)酸特征波長區(qū)間的同時(shí)剔除大量冗余信息，達(dá)到變量優(yōu)選并提高模型預(yù)測精度的目的，同時(shí)篩選得到的變量與揮發(fā)酸在近紅外區(qū)域中的特征吸收峰相對(duì)應(yīng)，反映了該指標(biāo)所含主要基團(tuán)。因此，利用CARS法結(jié)合PLS法建立模型，可實(shí)現(xiàn)對(duì)葡萄酒發(fā)酵過程中揮發(fā)酸進(jìn)行快速、實(shí)時(shí)、準(zhǔn)確、無損檢測的要求，并為該指標(biāo)的在線檢測提供一定參考依據(jù)。

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Quantitative analysis of volatile acid in wine fermentation by near infrared spectroscopy technology

JIA Liujun1,2,WANG Jian2,ZHANG Haihong1*,LI Ziwen1,2,LI Zongpeng2,XIONG Yating2
(1.College of Agriculture,Ningxia University,Yinchuan 750021,China; 2.China National Research Institute of Food&Fermentation Industries,Beijing 100015,China)

The volatile acid content during wine fermentation was quantitatively analyzed by near infrared spectroscopy technology,and the quantitative analysis model was established by partial least squares.The characteristic variable was selected from the whole spectrum area using iPLS,BiPLS, SiPLS and CARS.R2,RMSEC,RMSEP,PRD and the optimal main factors were used for model evaluation.The results showed that variable screening can optimize the effect of the model,improve recognition accuracy and reduce the difficulty of model analysis.The optimization effect of CARS model was the optimal.R2of the optimized mode,RMSEC,RMSEP,and RPD were 0.868,0.033,0.032,and 5.31,respectively.The methods simplified the model complexity,and improved model stability and prediction ability.

wine;volatile acid;near infrared spectroscopy;quantitative analysis;band selection

0254-5071（2016）10-0166-05

10.11882/j.issn.0254-5071.2016.10.037

2016-05-16

科技部科研院所技術(shù)開發(fā)研究專項(xiàng)（2013EG111212）

賈柳君（1992-），女，碩士研究生，研究方向?yàn)檗r(nóng)產(chǎn)品無損檢測。

張海紅（1967-），女，教授，碩士，研究方向?yàn)檗r(nóng)產(chǎn)品無損檢測。