響應(yīng)面法優(yōu)化卡拉膠-刺槐豆膠軟膠囊膠皮的制備工藝

鄭　迪,許加超,高　昕,付曉婷

(中國(guó)海洋大學(xué)食品科學(xué)與工程學(xué)院,山東青島 266000)

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響應(yīng)面法優(yōu)化卡拉膠-刺槐豆膠軟膠囊膠皮的制備工藝

鄭迪,許加超*,高昕,付曉婷

(中國(guó)海洋大學(xué)食品科學(xué)與工程學(xué)院,山東青島 266000)

以卡拉膠-刺槐豆膠復(fù)配膠軟膠囊膠皮為研究對(duì)象,用膠皮的水蒸氣透過率、透油率和拉伸強(qiáng)度作為衡量指標(biāo),在單因素實(shí)驗(yàn)基礎(chǔ)上,利用Box-Benhnken中心組合設(shè)計(jì)原理和響應(yīng)面分析法,研究各自變量及其交互作用對(duì)響應(yīng)值的影響,模擬得到二次多項(xiàng)式回歸方程的預(yù)測(cè)模型,確定最佳復(fù)配膠(卡拉膠∶刺槐豆膠=7∶3)含量2.95%,增塑劑(甘油)含量1.54%,干燥時(shí)間4.3 h。在此條件下,水蒸氣透過率、透油率、拉伸強(qiáng)度分別為0.4821 g·mm/m2·h·KPa、0.0228 g·mm/m2·d、38.01 MPa,接近理論預(yù)測(cè)值,說明通過響應(yīng)面優(yōu)化后得出的回歸方程具有一定的實(shí)際指導(dǎo)意義。

復(fù)配膠,軟膠囊膠皮,制備,響應(yīng)面分析法

軟膠囊是一種將油性液體、混懸液、乳濁液等物質(zhì)裝封于膠囊內(nèi)的制劑,廣泛應(yīng)用于醫(yī)藥行業(yè)和保健品中[1]。軟膠囊膠皮材料的性質(zhì)直接決定軟膠囊的品質(zhì)以及穩(wěn)定性,因此軟膠囊膠皮材料的選擇很關(guān)鍵。傳統(tǒng)的軟膠囊膠皮大多是用明膠制成,明膠是膠原溫和斷裂的產(chǎn)物,大部分膠原都提取自?；蜇i的結(jié)締組織和硬骨組織中,而這恰恰限制了明膠的使用[2]。首先,動(dòng)物源制劑存在傳播瘋牛病的風(fēng)險(xiǎn),并且限制了素食主義者和一些特殊文化信仰者對(duì)明膠的使用[1];其次,明膠易發(fā)生交聯(lián)反應(yīng)導(dǎo)致崩解時(shí)限延長(zhǎng)[3];另外,明膠軟膠囊性質(zhì)不穩(wěn)定,儲(chǔ)存性較差。綜上所述,尋找一種新的囊殼材料替代明膠十分有必要。

卡拉膠(Carrageenan)又稱角叉菜膠,是從紅藻的細(xì)胞壁中提取的一種多糖[1],能夠形成凝膠的有Κ型和ι型卡拉膠,其中Κ型卡拉膠形成的凝膠較脆,而ι型卡拉膠形成的凝膠彈性較好[4]。卡拉膠具有優(yōu)良的復(fù)配特性,將刺槐豆膠加入其中可形成高粘度、彈性強(qiáng)的復(fù)配膠,可作為軟膠囊膠皮材料[5]。本實(shí)驗(yàn)著重對(duì)卡拉膠-刺槐豆膠復(fù)配膠軟膠囊膠皮制備工藝進(jìn)行研究和優(yōu)化,得到低水蒸氣透過率、低透油率、拉伸強(qiáng)度高的膠皮,為非明膠軟膠囊的制備提供了可行性依據(jù),為復(fù)配膠軟膠囊的開發(fā)提供基礎(chǔ)研究資料。

1　材料與方法

1.1材料與儀器

卡拉膠(kappa型)福建環(huán)球海洋生物科技有限公司;刺槐豆膠鄭州蒼宇化工產(chǎn)品;甘油天津博迪化工有限公司;魚油青島化學(xué)試劑公司。

BS210-S型電子分析天平梅特勒-托利多上海儀器有限公司;HH-2型恒溫水浴鍋;JJ-1型磁力攪拌器國(guó)華電器有限公司;101-FA-2型數(shù)顯鼓風(fēng)干燥箱上海博訊實(shí)業(yè)有限公司醫(yī)療設(shè)備廠;SHB-B95型循環(huán)水式多用真空泵鄭州長(zhǎng)城科工貿(mào)有限公司;TMS-PRO質(zhì)構(gòu)儀美國(guó)food technology corporation。

1.2實(shí)驗(yàn)方法

1.2.1復(fù)配膠軟膠囊膠皮制備工藝流程卡拉膠與刺槐豆膠混合成復(fù)配膠→加入增塑劑甘油→加熱化膠及震蕩攪拌→抽真空除氣泡→75 ℃保溫過夜→趁熱倒入亞克力板制成0.7 mm厚度的膜→鼓風(fēng)干燥→軟膠囊膠皮。

關(guān)鍵操作點(diǎn):卡拉膠與刺槐豆膠復(fù)配比為7∶3;化膠溫度為75 ℃,攪拌速度為120 r/min,室溫25 ℃,濕度條件40%～55%;用線棒涂布器將膠液均勻攤開以形成平整光滑的膠皮;干燥溫度為50 ℃。

1.2.2單因素實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)固定增塑劑含量為2%、干燥時(shí)間4 h、保溫時(shí)間10 h,考察不同復(fù)配膠含量(1%、1.5%、2%、2.5%、3%、3.5%)對(duì)水蒸氣透過率(WVP)、透油率(PO)、拉伸強(qiáng)度(TS)的影響;

固定復(fù)配膠含量為2%,干燥時(shí)間為4 h、保溫時(shí)間10 h,考察不同增塑劑含量(0.5%、1%、1.5%、2%、2.5%、3%)對(duì)WVP、PO、TS的影響;

固定復(fù)配膠含量2%、增塑劑含量2%、干燥時(shí)間4 h,考察不同保溫時(shí)間(8、9、10、11、12 h)對(duì)WVP、PO、TS的影響;

固定復(fù)配膠含量為2%、增塑劑含量為2%、保溫時(shí)間10 h,考察不同干燥時(shí)間(3、3.5、4、4.5、5、5.5 h)對(duì)WVP、PO、TS的影響。

1.2.3響應(yīng)面實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)以膠皮的WVP、PO、TS作為指標(biāo)通過單因素實(shí)驗(yàn)確定三因素三水平的最佳參數(shù)，并進(jìn)行響應(yīng)面的分析,實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)水平及編碼見表1[6]。

表1　響應(yīng)面實(shí)驗(yàn)因素水平編碼表Table 1　Factors and levels of response surface experiments

1.2.4復(fù)配膠軟膠囊膠皮指標(biāo)的測(cè)定

1.2.4.1WVP的測(cè)定根據(jù)國(guó)標(biāo)GB 1037-88[7],采用杯式法測(cè)定膜的水蒸氣透過率,每組重復(fù)三次,取算術(shù)平均值,并由此計(jì)算出水蒸氣透過率(WVP)。

WVP=ΔM×D/(A×ΔT×ΔP)

式中:WVP,蒸氣透過率(g·mm/m2·h·KPa);ΔM,透濕杯增加的重量(g);D,膠皮厚度(mm);A,膠皮的透過面積(m2);ΔT,測(cè)得的時(shí)間間隔(h);ΔP,膠皮兩側(cè)的水蒸氣壓差(KPa)。

1.2.4.2PO的測(cè)定將5 mL魚油加入試管中,用待測(cè)膠皮封住試管口并將試管倒置于濾紙上,將試管與濾紙一起放入干燥器中,防止濾紙吸濕影響質(zhì)量變化,放置2 d,稱量濾紙質(zhì)量的變化[8]。

PO=ΔW·FT/S·T

式中:PO,透油系數(shù)(g·mm/m2·d);ΔW,濾紙質(zhì)量的變化(g);FT,膠皮的厚度(mm);S,膠皮的透油面積(m2);T,放置時(shí)間(d),本實(shí)驗(yàn)為2 d。

1.2.4.3TS的測(cè)定用質(zhì)構(gòu)儀進(jìn)行膜拉伸強(qiáng)度的測(cè)定。質(zhì)構(gòu)儀的初始夾距設(shè)為25 mm,拉伸速度設(shè)為60 mm/min[9]。拉伸強(qiáng)度(TS)值用最大拉力除以截面積表示:

TS=Fm/(FT×W)

式中:TS-拉伸強(qiáng)度(MPa);Fm-試樣斷裂時(shí)承受的最大張力(N);FT-膠皮厚度(mm);W-膠皮寬度(mm)。

2　結(jié)果與分析

2.1單因素實(shí)驗(yàn)結(jié)果與分析

2.1.1復(fù)配膠含量對(duì)WVP、PO、TS的影響復(fù)配膠含量對(duì)三個(gè)響應(yīng)值的影響見圖1。其中,WVP和PO值都隨著復(fù)配膠含量的增加而降低,而TS隨著復(fù)配膠含量增加而增加。這是由于隨著復(fù)配膠膠液濃度的增加,聚合物分子間的氫鍵增多,形成致密的空間網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu),分子之間的間隔變小[10],水分子和油分子通過膜的阻力隨之增大,膜的機(jī)械性能也隨之增強(qiáng)。

圖1　復(fù)配膠含量對(duì)WVP、PO、TS的影響Fig.1　Influence of complex gum content on WVP、PO、TS

2.1.2增塑劑含量對(duì)WVP、PO、TS的影響增塑劑含量對(duì)響應(yīng)值的影響見圖2。WVP和PO都隨著增塑劑含量的增加而增加,TS值隨增塑劑含量增加而降低。這是由于在親水膜基質(zhì)中,水分子的擴(kuò)散系數(shù)和溶解系數(shù)對(duì)膜的水蒸氣傳輸有很大影響,隨著增塑劑的增多,聚合物鏈間的分子鍵減少[11],導(dǎo)致擴(kuò)散系數(shù)增加[12],從而加速了水分子和油分子的透過。增塑劑在膜中擴(kuò)散并不是直接起增塑作用,而是促使膜吸收大量的水分使膜變得柔軟可塑[13],因此拉伸強(qiáng)度降低[14]。

圖2　增塑劑含量對(duì)WVP、PO、TS的影響Fig.2　Influence of plasticizer content on WVP、PO、TS

2.1.3保溫時(shí)間對(duì)WVP、PO、TS的影響保溫時(shí)間對(duì)響應(yīng)值的影響見圖3。保溫時(shí)間對(duì)WVP、PO、TS值并無顯著影響。

圖3　保溫時(shí)間對(duì)WVP、PO、TS的影響Fig.3　Influence of holding time on WVP、PO、TS

2.1.4干燥時(shí)間對(duì)WVP、PO、TS干燥時(shí)間對(duì)三個(gè)響應(yīng)值的影響見圖3。WVP、PO隨干燥時(shí)間抗氧化及協(xié)同防癌等多方面的藥理作用[2]。枸杞上述功能一般認(rèn)為與其所含枸杞多糖、類胡蘿卜素和甜菜堿等活性成分密切相關(guān)?，F(xiàn)代藥理學(xué)研究證明,枸杞中類胡蘿卜素具有重要的生理活性,包括抗氧化活性[3-4]、提高免疫功能[5]、預(yù)防癌癥等[4,6-7]。

目前,胡蘿卜素提取的方法主要包括超聲提取、微波提取、CO2超臨界萃取等方法,而常用的增加而降低。TS值隨干燥時(shí)間增加而增加。隨著干燥時(shí)間的延長(zhǎng),膜的含水量逐漸降低,導(dǎo)致水蒸氣、魚油的擴(kuò)散速率降低,因此透過性降低;而膜的剛性增強(qiáng),因此TS隨之增強(qiáng)。

表2　Box-Benhken實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)及結(jié)果Table 2　Results of response surface experiments

圖4　干燥時(shí)間對(duì)WVP、PO、TS的影響Fig.4　Influence of drying time on WVP、PO、TS

綜合考慮WVP、PO以及TS三個(gè)指標(biāo)的變化趨勢(shì),選取復(fù)配膠含量1%、2%、3%,增塑劑含量1%、2%、3%,干燥時(shí)間3、4、5 h做響應(yīng)面分析，以確定最佳膠皮制備工藝。

2.2響應(yīng)面法膠皮制備工藝的優(yōu)化

2.2.1Box-Benhken實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)及結(jié)果根據(jù)Box-Benhken中心組合實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)原理,綜合分析單因素實(shí)驗(yàn),選取對(duì)三個(gè)因變量影響明顯的三個(gè)因素(復(fù)配膠含量、增塑劑含量以及干燥時(shí)間),設(shè)計(jì)了三因素三水平的響應(yīng)面分析實(shí)驗(yàn)[6]。

表3　WVP回歸方程方差分析表Table 3　Analysis results of regression and variance of WVP

注:**表示極顯著(p<0.01),*表示顯著(0.01

表4　PO回歸方程方差分析表Table 4　Analysis results of regression and variance of PO

方差分析結(jié)果還表明,方程的一次項(xiàng)中A、C,交互項(xiàng)AC、BC，二次項(xiàng)A2、B2對(duì)響應(yīng)值的影響顯著。由此可見,各具體實(shí)驗(yàn)因素對(duì)響應(yīng)值的影響不是簡(jiǎn)單地線性關(guān)系。各因素的影響程度分析,F值越大,表明對(duì)實(shí)驗(yàn)指標(biāo)的影響越大。從方差分析表可知,FA=366.7201,FB=0.0129,FC=135.4898,即各因素對(duì)WVP影響程度大小順序?yàn)閺?fù)配膠含量>干燥時(shí)間>增塑劑含量。

2.2.3PO回歸方程方差分析以復(fù)配膠含量、增塑劑含量以及干燥時(shí)間作為響應(yīng)變量,透油率作為響應(yīng)值,利用軟件進(jìn)行非線性回歸的二次多項(xiàng)式擬合,得到預(yù)測(cè)模型如下:Y=0.7241-0.3733A-0.0313B-0.1631C-0.0114AB+0.0422AC-0.0032BC+0.0575A2+0.021B2+0.011C2。根據(jù)表4,方差分析顯著性檢驗(yàn)表明,該模型回歸顯著(p<0.001),失擬項(xiàng)不顯著,并且該模型的R2=0.9635,說明該模型與實(shí)際實(shí)驗(yàn)擬合較好,自變量與響應(yīng)值之間線性關(guān)系顯著[11]。

方差分析結(jié)果還表明,方程的一次項(xiàng)中B，交互項(xiàng)AC，二次項(xiàng)A2、B2、C2對(duì)響應(yīng)值的影響顯著。由此可見,各具體實(shí)驗(yàn)因素對(duì)響應(yīng)值的影響不是簡(jiǎn)單地線性關(guān)系。從方差分析表可知,FA=0.3093,FB=53.3046,FC=0.1855,即各因素對(duì)PO影響程度大小順序?yàn)樵鏊軇┖?復(fù)配膠含量>干燥時(shí)間。

2.2.4TS回歸方程方差分析以復(fù)配膠含量、增塑劑含量以及干燥時(shí)間作為響應(yīng)變量,拉伸強(qiáng)度作為響應(yīng)值,利用軟件進(jìn)行非線性回歸的二次多項(xiàng)式擬合,得到預(yù)測(cè)模型如下:Y=-41.621+58.919A+11.691B-0.803C+1.205AB-1.385AC-1.0775BC-12.661A2-2.635B2+0.8148C2。方差分析顯著性檢驗(yàn)表明,該模型回歸顯著(p<0.001),失擬項(xiàng)不顯著,并且該模型的R2=0.9684,就說明該模型與實(shí)際實(shí)驗(yàn)擬合較好,自變量與響應(yīng)值之間線性關(guān)系顯著[11]。

表5　TS回歸方程方差分析表Table 5　Analysis results of regression and variance of TS

方差分析結(jié)果還表明,方程的一次項(xiàng)中A、B、C,交互項(xiàng)BC，二次項(xiàng)A2、B2、C2對(duì)響應(yīng)值的影響顯著。由此可見,各具體實(shí)驗(yàn)因素對(duì)響應(yīng)值的影響不是簡(jiǎn)單地線性關(guān)系。從方差分析表可知,FA=77.2654,FB=6.5675,FC=7.2867,即各因素對(duì)PO影響程度大小順序?yàn)閺?fù)配膠含量>干燥時(shí)間>增塑劑含量。

2.2.5響應(yīng)曲面分析根據(jù)回歸方程,做出響應(yīng)面分析圖,考察所擬合的響應(yīng)面的形狀,分析三個(gè)變量對(duì)三個(gè)響應(yīng)值的影響。由圖5～圖8可知,響應(yīng)面呈規(guī)則的凸起,從響應(yīng)面的最高點(diǎn)可以看出在實(shí)驗(yàn)因素水平范圍內(nèi)存在最大值。響應(yīng)面圖的傾斜度較為明顯,說明響應(yīng)值對(duì)變量的改變很敏感。

圖5　復(fù)配膠含量和干燥時(shí)間對(duì)WVP影響的響應(yīng)面圖Fig.5 Response surface of compound gum and drying time on WVP

圖6　增塑劑含量和干燥時(shí)間對(duì)WVP影響的響應(yīng)面圖Fig.6　Response surface of plasticizer content and drying time on WVP

圖7　復(fù)配膠含量和干燥時(shí)間對(duì)PO影響的響應(yīng)面圖Fig.7　Response surface of compound gum and drying time on PO

圖8　增塑劑含量和干燥時(shí)間對(duì)TS影響的響應(yīng)面圖Fig.8　Response surface of plasticizer content and drying time on TS

2.2.6制備工藝條件的驗(yàn)證為了進(jìn)一步得到各因素的最佳條件組合,使得膜的WVP、PO值最小化、TS值最大化,采用Design-Expert軟件對(duì)各因素和響應(yīng)的數(shù)據(jù)進(jìn)行優(yōu)化分析,經(jīng)過分析最終得到各響應(yīng)值最優(yōu)條件:復(fù)配膠含量、甘油含量、干燥時(shí)間分別為2.95%、1.54%、4.3 h,在此條件下,WVP、PO、TS的預(yù)測(cè)值為0.4889 g·mm/m2·h·KPa、0.0224 g·mm/m2·d、36.98 MPa,為了驗(yàn)證響應(yīng)面法所得到的結(jié)果的可靠性,采用上述優(yōu)化條件進(jìn)行實(shí)驗(yàn)結(jié)果的驗(yàn)證,重復(fù)三次實(shí)際測(cè)得的WVP、PO、TS分別為(0.4821±0.0024)g·mm/m2·H·KPa、(0.0228±0.0008)g·mm/m2·d、(38.01±0.19)MPa,結(jié)果與理論預(yù)測(cè)值基本吻合,表明響應(yīng)面分析優(yōu)化結(jié)果與實(shí)際值相一致,對(duì)海藻膠膠囊膠皮配方參數(shù)具有一定的實(shí)際預(yù)測(cè)價(jià)值。

3　結(jié)論

通過單因素實(shí)驗(yàn)和Box-Behnken中心組合設(shè)計(jì)原理以及響應(yīng)面法對(duì)軟膠囊膠皮制備工藝進(jìn)行優(yōu)化。擬合了復(fù)配膠含量、增塑劑含量以及干燥時(shí)間對(duì)膠皮WVP、PO、TS回歸模型,經(jīng)檢驗(yàn)證明該模型合理可靠,能較好的預(yù)測(cè)軟膠囊膠皮的性能,由該模型確定的最優(yōu)工藝條件為復(fù)配膠含量2.95%,甘油含量1.54%,干燥時(shí)間4.3 h。在該條件下,得到的水蒸氣透過率為0.4821 g·mm/m2·h·KPa,透油率為0.0228 g·mm/m2·d,拉伸強(qiáng)度為38.01 MPa。通過實(shí)驗(yàn)的低水蒸氣透過率、低透油率、拉伸強(qiáng)度高的膠皮,可以在后期的軟膠囊制備過程中有效避免膠囊殼吸濕、漏油、機(jī)械強(qiáng)度差等缺點(diǎn)[16]。

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Optimization of preparation of carrageenan-locust bean gum soft capsule rubber based on response surface methodology

ZHENG Di,XU Jia-chao*,GAO Xin,FU Xiao-ting

(School of Food Science and Engineering,Ocean University of China,Qingdao 266000,China)

The complex rubber of the carrageenan/locust bean gum soft capsule was taken as the research objective and the water vapor permeation,permeation of oil,tensile strength of the rubbber was taken as the measurement indexes. On the basis of single factor experiments,Box-Benhnken central composite design principle and response surface analysis were made use of to study the influence of each variable and their interaction on the response value,simulate quadratic polynomial regression equation of prediction model. The optimum complex gum(carrageenan∶locust bean gum=7∶3)content was 2.95%,plasticizer(glycerol)content was 1.54%,drying time 4.3 h was determined. Under this condition,the water vapor permeation,permeation of oil,tensile strength were 0.4821 g·mm/m2·h·KPa,0.0228 g·mm/m2·d,38.01 MPa,all closing to theoretical predicted values. It was indicated that the regression equation after response surface optimization had a certain practical significance.

carrageenan-locust bean gum;soft capsule rubber;preparation;response surface methodology

2015-12-29

鄭迪(1991-),女,碩士研究生,研究方向:海藻利用化學(xué),E-mail:zhengdi9184@163.com。

許加超(1963-)，男，碩士，研究方向：水產(chǎn)品加工，E-mail:xujia@ouc.edu.cn。

“十二五”國(guó)家科技支撐項(xiàng)目(2013BAB01B01);福建省海洋經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新區(qū)域示范項(xiàng)目(2012FJ08)。

TS201.1

B

1002-0306(2016)14-0238-06

10.13386/j.issn1002-0306.2016.14.040