星點(diǎn)設(shè)計(jì)-效應(yīng)面法優(yōu)化補(bǔ)骨脂炮制工藝

丁黎艷，郭晏華，黃婷，張蕾

(遼寧中醫(yī)藥大學(xué)藥學(xué)院，遼寧 大連 116600)

星點(diǎn)設(shè)計(jì)-效應(yīng)面法優(yōu)化補(bǔ)骨脂炮制工藝

丁黎艷，郭晏華*，黃婷，張蕾

(遼寧中醫(yī)藥大學(xué)藥學(xué)院，遼寧 大連 116600)

目的：首次采用星點(diǎn)設(shè)計(jì)-效應(yīng)面法(central composite design，CCD)優(yōu)化補(bǔ)骨脂炮制工藝。方法：以具有抗骨質(zhì)疏松活性的成分補(bǔ)骨脂素、異補(bǔ)骨脂素、補(bǔ)骨脂甲素(補(bǔ)骨脂二氫黃酮)、補(bǔ)骨脂乙素(異補(bǔ)骨脂查耳酮)的總含量為指標(biāo)。以悶潤時間、炒炙時間、炒炙溫度為考察因素，采用星點(diǎn)設(shè)計(jì)-效應(yīng)面法優(yōu)選炮制條件，并進(jìn)行預(yù)測分析。結(jié)果：最優(yōu)炮制工藝為悶潤10.3h，炒炙12min，炒炙溫度為170℃。結(jié)論：以抗OP(Osteoporosis)成分為炮制指標(biāo)，采用星點(diǎn)設(shè)計(jì)-效應(yīng)面法可優(yōu)選得到最佳補(bǔ)骨脂的鹽炙工藝，并且預(yù)測性良好。

補(bǔ)骨脂；響應(yīng)面法；炮制

補(bǔ)骨脂為常用中藥，生品供外用，炙品供內(nèi)服，其炮制工藝始載于《雷公炮制論》，《中國藥典》2010版中收入的是鹽炙法。其炮制工藝的研究具有重要意義，近10年來有4篇文章[1-4]做過相關(guān)報道，但篩選的工藝差異較大(見表1)。補(bǔ)骨脂具有溫腎助陽，納氣平喘，溫脾止瀉之功，臨床常用于骨質(zhì)疏松癥的治療。筆者在前期實(shí)驗(yàn)的基礎(chǔ)上[5]，首次選取具有促進(jìn)成骨細(xì)胞活性的成分補(bǔ)骨脂素、異補(bǔ)骨脂素、補(bǔ)骨脂甲素、補(bǔ)骨脂乙素為炮制指標(biāo)，首次將響應(yīng)面法應(yīng)用于補(bǔ)骨脂的炮制工藝優(yōu)化中，以期為補(bǔ)骨脂炮制工藝的研究奠定理論基礎(chǔ)。

星點(diǎn)設(shè)計(jì)-效應(yīng)面法適宜多元非線性模型，它能擬合因素與響應(yīng)間的全局函數(shù)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)較高，預(yù)測值更接近真實(shí)值[6-8]。而均勻和正交設(shè)計(jì)優(yōu)化法受線性模型的限制，只能指出某一因素的取值方向，無法求得極值。星點(diǎn)設(shè)計(jì)又具有精度高、預(yù)測性好等優(yōu)點(diǎn)。本實(shí)驗(yàn)采用Design-Expert 8.0.7.1軟件進(jìn)行分析，以4種成分的總含量為指標(biāo)篩選較優(yōu)鹽炙工藝。

表1 現(xiàn)有炮制工藝優(yōu)化情況

1 儀器與試藥

1.1 儀器

日本島津LC-10AT型雙泵高效液相色譜儀；SPD-10AVP紫外檢測器；UVmini-1240型紫外-可見分光光度計(jì)；Sartorius CP225D型電子分析天平；KQ2200型超聲波清洗器。

1.2 試藥

乙腈、甲醇為色譜純(天津科密歐有限公司)；水為娃哈哈純凈水；其他試劑均為分析純。遼海牌食鹽(遼寧鹽局總公司監(jiān)制)。補(bǔ)骨脂素(批號：YY20110707)，異補(bǔ)骨脂素(批號：YY20110707)，補(bǔ)骨脂甲素(批號：YY91022-110617)，補(bǔ)骨脂乙素(批號：YY9121-110629)均購于上海源葉生物科技有限公司。補(bǔ)骨脂生品購于安徽九九通醫(yī)藥有限公司，為同一批次生品藥材炮制而成(產(chǎn)地：河南)，經(jīng)遼寧中醫(yī)藥大學(xué)翟延君教授鑒定均為豆科植物補(bǔ)骨脂Psoralea corylifolia L.的干燥成熟果實(shí)。

2 方法與結(jié)果

2.1 色譜條件[6]

采用Kromasil-C18(250mm×4.6mm，5μm)色譜柱，摸索含量測定條件，最終以乙腈(A)-0.3％冰醋酸(B)為流動相，B相濃度洗脫梯度：0～10min，63％～55％；10～20min，55％～50％；20～30min，50％～45％；30～50min，65％～35％。流速：1.0mL·min-1；柱溫：室溫。245nm檢測波長下進(jìn)樣10μL。

2.2 對照品溶液制備

精密稱取4種對照品適量，分別置5mL棕色容量瓶中加甲醇溶解，制得濃度為200.0μg·mL-1的對照品儲備液，備用。最終確定采用補(bǔ)骨脂素21.2μg·mL-1，異補(bǔ)骨脂素 21μg·mL-1，補(bǔ)骨脂甲素21.2μg·mL-1，補(bǔ)骨脂乙素22μg·mL-1的混合對照品，進(jìn)樣10μL。對照品HPLC圖見圖1。

圖1 混合對照品HPLC圖

2.3 供試品溶液制備

取不同炮制條件的補(bǔ)骨脂粉末(過60目篩)0.2g，精密稱定，置25mL量瓶中，加入20mL甲醇，超聲提取30min，放冷，加甲醇至刻度，搖勻，靜置，上清液用微孔濾膜(0.45μm)濾過，即得[3]。

2.4 星點(diǎn)設(shè)計(jì)與效應(yīng)面分析

2.4.1 試驗(yàn)設(shè)計(jì)與結(jié)果 本實(shí)驗(yàn)采用軟件Design-Expert8.0.7.1中的Central Composite試驗(yàn)設(shè)計(jì)方法，選取悶潤時間(A)、炒炙時間(B)、炒炙溫度(C)為試驗(yàn)的3個因素，5個水平分別以±1.732，±1，0進(jìn)行編碼，見表2，以4種成分總含量(mg·g-1)為響應(yīng)值(Y)。星點(diǎn)設(shè)計(jì)方案及結(jié)果見表3。每次取100g補(bǔ)骨脂按表3試驗(yàn)，并測4種成分的含量，供試品重疊色譜圖見圖2。

表2 星點(diǎn)設(shè)計(jì)因素與水平表

表3 星點(diǎn)設(shè)計(jì)與結(jié)果/mg·g-1

2.4.2 模型建立及方差分析 利用Design-Expert8.0.7.1軟件進(jìn)行多元回歸擬合，得到二次多項(xiàng)回歸模型：Y＝15.91＋1.86A＋0.60B-1.06C-0.81BC-1.63B2-1.41C2，r＝0.914 7，表明 Y(4種成分的總含量)實(shí)際值與預(yù)測值之間有良好的擬合度，因此該模型可以用于預(yù)測補(bǔ)骨脂鹽炙工藝。利用軟件分別繪制各因變量曲面圖，如圖3。

從表4方差分析結(jié)果可知，在試驗(yàn)設(shè)定的區(qū)域范圍內(nèi)，3個因素對Y的影響都有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義?；貧w方程失擬檢驗(yàn)不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，說明未知因素對試驗(yàn)結(jié)果干擾很小。經(jīng)F值檢驗(yàn)顯示總模型方程具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，說明該方程與實(shí)際情況擬合較好。

圖2 樣品重疊色譜圖

圖3 各因素對4種成分總含量影響的效應(yīng)面圖

表4 方差分析表l

2.4.3 驗(yàn)證實(shí)驗(yàn) 經(jīng)綜合評價，確定補(bǔ)骨脂的較優(yōu)炮制工藝為悶潤10.3h，炒炙12min，炒炙溫度為170℃。重復(fù)3次實(shí)驗(yàn)，將預(yù)測值與實(shí)測值比較并計(jì)算偏差，預(yù)測值為18.10mg·g-1，實(shí)測值為17.53mg·g-1，RSD＝3％。預(yù)測值與實(shí)測值的偏差較小，數(shù)學(xué)模型預(yù)測性較好，說明該工藝穩(wěn)定可行，具有實(shí)際應(yīng)用價值。

3 討論

在不同炒炙條件下，對補(bǔ)骨脂的外觀氣味進(jìn)行比較，當(dāng)補(bǔ)骨脂單次炮制量足夠時，在較優(yōu)工藝條件下，補(bǔ)骨脂會散發(fā)出很強(qiáng)香氣，并且表面會微鼓起，補(bǔ)骨脂內(nèi)部無綠芯，質(zhì)地較脆。溫度太高或在較高溫度下長時間炒炙，補(bǔ)骨脂極易碳化。因此補(bǔ)骨脂內(nèi)部化學(xué)成分是否發(fā)生質(zhì)的變化，值得我們進(jìn)一步研究。

[1]王淑蘭.補(bǔ)骨脂炮制工藝探討[J].中國鄉(xiāng)村醫(yī)藥雜志，2005，12(12)：45.

[2]郭晏華，賈天柱，林桂梅.均勻設(shè)計(jì)和回歸分析優(yōu)化補(bǔ)骨脂微波炮制工藝[J].中國中藥雜志，2007，32(12)：1167-1170.

[3]胡馨，王平，張英華，等.補(bǔ)骨脂炮制工藝與質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)研究[J].中成藥，2007，29(7)：1026-1030.

[4]林輝，胡昌江，李興迎，等.正交試驗(yàn)法優(yōu)選補(bǔ)骨脂的鹽炙工藝[J].中國藥業(yè)，2008，17(7)：35-36.

[5]丁黎艷，郭晏華，張明波.補(bǔ)骨脂中組織蛋白酶K抑制劑的虛擬篩選[J].遼寧中醫(yī)雜志，2012，39(4)：710-711.

[6]Iskandaram B，Clair JH，Patel P，et al.Simultaneous optimization of capsule and tablet formulation using response surface methodology[J].Drug Dev Ind Pharm，1993，19(16)：2089-2101.

[7]Abu-Izza KA，Garcia Contreras L，Lu DR.Preparation and evaluation of zidovudine-loaded sustained-release microspheres：optimization of multiple response variable[J].JPharm Sci，1996，85(6)：572-576.

[8]Branchu S，F(xiàn)orbes RT，York P，et al.A central composite design to investigate the thermal stabilization of lysozyme[J].Pharm Res，1999，16(5)：702-708.

Optim ization of Processing Technology of Psoraleae Fructus by Star Dot Design-response Surface M ethodology

DING Li-yan，GUO Yan-hua，HUANG Ting，ZHANG Lei
(Liaoning University of Traditional Chinese Medicine，Dalian 116600，China)

Objective：To optimize processing technology of Psoraleae Fructus by Star Dot Design-response surface methodology.M ethods：Using the total content of Psoralen、Iso-psoralen，Bavachin and Corylifolinin as processing indicators，which are anti-OP components of Psoraleae Fructus，moistening time，parching temperature and time as independent variable respectively，processing technology selected by Star Dot Design-response surface methodology.Results：The optimal processing parameters consisted ofmoistening 10.3h，12min of baking time at 170℃.Conclusion：The evaluation of processing based on anti-OP composition of psoralen is established and it＇s feasible to evaluate quality of processed products by active components.As the method to optimize the optimal processing parameter of Psoraleae Fructus，the Star Dot Design-response surface methodology can be used for processing production with high accuracy.

Psoraleae Fructus；Response Surface Methodology；Processing

2012-09-19)

*[通訊作者]郭晏華，E-mail：guoyanhualnu＠sina.com