星點設計-效應面法優化足寧顆粒處方

郭俊浩，杜光

(華中科技大學同濟醫學院附屬同濟醫院藥學部，武漢 430030)

足癬是由致病菌感染所致的慢性皮膚疾病，病程較長，較易反復。中醫認為此病癥因濕熱浸淫、風濕蘊度或濕聚血燥所致［1］。足寧顆粒是在民間驗方基礎上，結合中醫理論及足癬中醫發病機制組方而成，以清熱利濕、解毒殺蟲為主。由黃柏、蛇床子等6味藥材組成。中醫外治多采用方劑煎煮浸泡患足的方法［2］。由于溶液劑保存和攜帶不方便，故將其制成顆粒劑，便于攜帶，易于儲存，并利于臨床應用。

筆者應用星點設計結合效應面優化法優化足寧顆粒劑的處方。星點設計(central composite design)是常用的實驗設計方法，具有實驗次數少、實驗精度高、一次設計即可獲得較佳條件等特點，是近幾年國內外藥學工作者常用的一種實驗設計方法［3］。筆者在單因素實驗的基礎上采用2因素5水平星點設計-效應面優化法，對足寧顆粒的處方進行了優化。

1 儀器與試藥

RE-5205旋轉蒸發儀(上海亞榮生化儀器有限公司)，電熱恒溫鼓風干燥箱(南通滬南科學儀器有限公司)，恒溫水浴鍋(上海光地儀器設備有限公司)?？扇苄缘矸?藥用級)，實驗用水為雙蒸水。

2 方法與結果

2.1 浸膏粉的制備 取處方量的黃柏、蛇床子等6味藥材，加10倍量水提取3次，每次30 min，過濾，合并、精制濾液，濃縮獲得相對密度為1.03～1.04的浸膏，60℃恒溫水浴蒸干，轉入干燥箱干燥至恒重，適當研磨后得浸膏粉。

2.2 星點設計 根據前期單因素實驗結果，綜合各方面指標，確定以水為潤濕劑，以可溶性淀粉為制劑輔料［4］。參考相關文獻［5－6］及預實驗結果，以影響顆粒成型和溶化性的主要因素浸膏粉的含量(X1)及潤濕劑的加入量(X2)為影響因素，以顆粒的吸濕率、成型率、溶解率作為評價指標。采用2因素5水平的星點設計對足寧顆粒的處方進行優化。因素水平設計見表1。根據預實驗結果，選定浸膏粉的含量范圍為總量的40.00% ～80.00%(自變量X1)，潤濕劑的加入量為浸膏粉與輔料總量的5.50% ～7.50%(自變量X2)。以各處方所制得顆粒的吸濕率(Y1)、成型率(Y2)和溶化率(Y3)作為評價指標，進行星點設計-效應面優化法優化制劑處方，本方案設計13個實驗，實驗安排及結果見表2。

2.3 模型擬合 根據實驗結果，采用SPSS軟件，分別以顆粒吸濕率、成型率和溶化率值對所選兩個因素分別進行多元線性回歸和二次多項式擬合，得到如下回歸方程。多元線性回歸方程為:Y1=7.843+0.249X1+0.513X2(r=0.942，P=0.001)，Y2=96.871+0.043X1－1.102X2(r=0.630，P=0.219);Y3=65.141+0.241X1－1.590X2(r=0.885，P=0.010)。二項式方程為:Y1=26.976+0.976X1－11.498X2－0.004X12+1.031X22－0.031X1X2(r=0.979，P=0.027);Y2= －123.890+1.478X1+52.868X2－0.002X12－3.247X22－0.179X1X2(r=0.977，P=0.032)，Y3=259.653－0.068X1－57.347X2－0.004X12+3.646X22+0.117X1X2(r=0.972，P=0.041)。

數據顯示均采用二項式方程擬合效果較好，故選擇二項式模型為最終模型。

2.4 效應面優化與評估 根據模型擬合得到的二項式方程，采用 M icrocal Origin6.0軟件分別繪制各指標與因素的三維效應面圖和二維等高圖(圖1)。對比找出交叉區域，即為處方最佳區域。

由圖1可見，在一定范圍內，吸濕率(Y1)隨浸膏粉比例的增大而增加。成型率(Y2)隨潤濕劑的增加而減小，隨浸膏粉比例的增大而減小。溶化率(Y3)隨輔料比例增加而減小。每個效應面都有其較優區域。將各個效應面的較優區域進行重疊，得到制備足寧顆粒的最佳處方工藝范圍為:浸膏粉的含量(X1):60.00% ～65.00%，潤濕劑加入量(X2):6.20% ～6.40%。綜合考慮，最終選取浸膏粉含量62.50%，潤濕劑加入量6.30%。

表2 實驗設計及各指標測定結果Tab.2 Experiment design and Results of the indexes%

2.5 優化處方驗證 按照優選出的最佳處方，做3次平行實驗，取平均值與預測值比較，結果見表3。

由結果可知，偏差的絕對值＜2，證明實驗所得到的擬合方程可以較好的描述因素與指標的關系。

3 討論

適宜的輔料是制粒成功的關鍵，輔料既要有一定的穩定性，不影響主藥性質，又要有較好流動性，符合制劑質量要求。可溶性淀粉是淀粉經適當處理后溶解于熱水中而得，具有較好的流動性，性質穩定且價廉易得，考慮處方特點及生產成本，將其作為足寧顆粒填充劑。

由于浸膏粉本身具有一定的黏性，用純化水即可制粒，出于成本控制考慮，使用純化水作為足寧顆粒的潤濕劑。

圖1 吸濕率(Y1)、成型率(Y2)、溶化率(Y3)對X1、X2的三維圖(A、C、E)和等高線圖(B、D、F)Fig.1 Three-dimensional plot(A，C，E)and twodimensional contour plot(B，D，F)of moisture absorption rate(Y1in A)，molding rate(Y2in C)and dissolution rate(Y3in E)versus the concentration of extract power(X1in A，C，E and B，D，F)with or without the dosage of wetting agent(X2 in A，C，E)

表3 足寧顆粒優化處方預測值與實測值比較Tab.3 Comparison between the predicted and observed values of optimized zuning granuls prescription %

在制劑生產過程中有很多影響制劑質量的因素。在因素較多的情況下，方差分析又不顯著，此時可采用多指標處理方法對數據進行二次分析［7］。在處方篩選過程中，考慮到藥物與輔料的配比以及潤濕劑的加入量是影響顆粒劑溶化性和成型率的主要因素，因此將其作為主要的考察因素。本實驗采用星點設計效應面法優化處方工藝，以吸濕率、成型率和顆粒溶化率為評價指標，考察了浸膏粉含量、潤濕劑的用量2因素對制備工藝的影響，對結果分別進行多元線性和二項式方程擬合，各實驗點距中心點距離相等，自變量極端水平為實驗所允許的極大極小值，結合效應面優化，描繪效應對考察因素的效應面，選擇較佳效應區，回推自變量取值范圍，找出最佳實驗條件［8］。結果表明各指標的二項式擬合方程均優于多元線性回歸方程，優選的優化條件預測值與真實值的偏差甚小，取得了較好的效果。

綜上所述，星點設計-效應面法可以解決均勻設計和正交實驗設計優化法實驗精度不夠、不能靈敏地考察各因素間交互作用等不足之處，操作簡單［9］。在實驗優選出的最佳工藝范圍內各項指標的變化較小，說明此處方穩定可靠，適合用于工業化生產。

［1］鄧丙戌.皮膚病中醫外治學［M］.北京:科學技術文獻出版社，2005:248－249.

［2］ 徐宜厚.皮膚病中醫診療學［M］.北京:人民衛生出版社，2007:44.

［3］叢龍波，王琪，吳素體，等.星點設計-效應面法優化苦參素磷脂復合物制備工藝［J］.中藥新藥與臨床藥理，2007，18(5):400.

［4］WIKINGSSON L，SJOHOLM I.Polyacryl starch microparticles as adjuvant in oral immunisation，inducing mucosal and systemic immune responses in mice［J］.Vaccine，2002，20(27－28):3355－3363.

［5］ 侯世祥.現代中藥制劑設計理論與實踐［M］.北京:人民衛生出版社，2010:461.

［6］宋英，樊敏偉.星點設計-效應面法優化穿心蓮滴丸制備工藝研究［J］.時珍國醫國藥，2008，19(7):1753－1754.

［7］劉艷杰，向榮武.星點設計效應面法在藥學實驗設計中的應用［J］.中國現代應用藥學雜志，2007，24(6):456.

［8］KRAJNIK P，KOPAC J，SLUGA A.Design of grinding factors based on response surface methodology［J］.J Mater Process Technol，2005，(162-163):629－636.

［9］吳偉，崔光華.星點設計-效應面優化法及其在藥學中的應用［J］.國外醫學:藥學分冊，2000，27(5):296.