星點設計-效應面法優選江西樟幫厚樸炮制工藝

霍慧君， 鐘凌云

(江西中醫學院藥學院，江西南昌330004)

厚樸為常用中藥之一，來源于木蘭科植物厚樸Magnolia officinalis Rehd.et Wils.或凹葉厚樸 Magnolia officinalis Rehd.et Wils.var.biloba Rehd.et Wils.的干燥干皮、根皮及枝皮［1］。厚樸的炮制方法歷代有10余種［2-5］，其中不乏地方炮制特色，江西樟幫厚樸的炮制方法就為其中之一［6］。本實驗采用星點設計-效應面法［7-8］，以厚樸的主要有效成分厚樸酚、和厚樸酚為質控指標，對江西樟幫厚樸的炮制工藝進行研究。

1 儀器與試藥

1.1 儀器 高效液相色譜儀(Dionex UltiMate 3000);PDA-3000二極管陣列紫外檢測器;Chromeleon工作站。Sartorius萬分之一電子天平(梅特勒-托利多儀器上海有限公司)，JZX-9070MBE數顯鼓風干燥箱(上海博迅實業有限公司醫療設備廠)，Raytek Raynger ST20紅外測溫儀(美國雷泰公司(raytek))。

1.2 試藥 厚樸酚對照品(批號110729-200411，中國藥品生物制品檢定所)，和厚樸酚對照品(批號110730-201011，中國藥品生物制品檢定所);甲醇為色譜純，水為高純水。厚樸購自江西樟樹天齊堂中藥飲片有限公司，生姜為市售品。

2 方法與結果

2.1 江西樟幫厚樸的制備 取定量的生姜加適量的清水搗汁，取姜汁與厚樸片拌勻。悶潤一夜取出，置鍋內用小火炒，不斷翻動，炒至藥物表面黑褐色為度，取出，晾涼后悶潤至出霜。

2.2 厚樸酚與和厚樸酚的測定

2.2.1 色譜條件 色譜柱Diamonsil C18(4.6 mm×250 mm，5 μm);流動相甲醇-水(78 ∶22)，檢測波長294 nm，柱溫25℃，體積流量1.0 mL/min。HPLC圖見圖1。

圖1 對照品(A)及樣品(B)HPLC色譜圖Fig.1 HPLC chromatograms of standard solution(A)，sample solution(B)

2.2.2 對照品溶液的制備 分別精密稱取厚樸酚、和厚樸酚對照品適量，加甲醇制成每1 mL含厚樸酚40 μg、和厚樸酚 24 μg 的標準溶液。

2.2.3 供試品溶液的制備 取厚樸粉末(過三號篩)約0.2 g，精密稱定，置具塞錐形瓶中，精密加入甲醇25 mL，搖勻，密塞，浸漬24 h濾過，精密量取續濾液5 mL，置25 mL量瓶中，加甲醇至刻度，搖勻，0.45 μm微孔濾膜濾過，即得供試品溶液。

2.2.4 標準曲線制備 分別精密量取標準品溶液1、2、4、6、8、10 μL 注入液相色譜儀，測定峰面積，分別以進樣量為橫坐標(X)，峰面積為縱坐標(Y)，繪制標準曲線，得和厚樸酚的回歸方程Y=1.0314X－0.0559，r=0.9999;厚樸酚的回歸方程 Y=1.7247X －0.1474，r=0.9999。

2.2.5 精密度試驗 精密吸取2.2.2項下對照品溶液10 μL，按照上述色譜條件連續測定5次，記錄峰面積，和厚樸酚與厚樸酚的RSD分別為1.10%，0.65%。

2.2.6 穩定性試驗 取同一樣品溶液，在相同的色譜條件下，在 0、6、12、18、24 h 分別進樣10 μL，記錄峰面積，和厚樸酚與厚樸酚的RSD分別為1.33%，2.55%。

2.2.7 重復性試驗 精密稱取同一樣品5份，按2.2.3項下供試品的制備方法制備，分別測定，每次進樣品 10 μL，和厚樸酚與厚樸酚 RSD分別為1.78%，1.22%。

2.2.8 加樣回收率試驗 精密稱定已知含有量的樣品0.1 g，精密添加一定量的和厚樸酚與厚樸酚對照品，按供試品的制備方法制備，依法測定，結果平均回收率分別為 98.01%，97.34%，RSD 分別為1.39%，1.42%。見表1和表2。

表1 和厚樸酚加樣回收率試驗Tab.1 Sample recovery test of honokio

表2 厚樸酚加樣回收率試驗Tab.2 Sample recovery test of magnolol

2.3 星點設計與效應面分析

2.3.1 實驗設計 在單因素考察的基礎上，選取對厚樸有效成分質量分數影響較顯著的4個因素即姜的用量、炒制溫度、炒制時間、出霜時間為考察對象，采用 Design Expert 7.0 軟件［9-11］進行優化，以和厚樸酚量Y1、厚樸酚量Y2、OD值作為考察指標。

表3 星點設計因素水平表Tab.3 Fators and levels of central composite design

2.3.2 數據處理 以所選因素姜的用量、炒制溫度、炒制時間、出霜時間進行炮制工藝的研究，以和厚樸酚、厚樸酚的量為指標，每個指標均標準化為0～1之間的“歸一值”［12］，各指標“歸一值”求算幾何平均數，和總評“歸一值”。公式為:OD=(d1d2…dk)1/k(k為指標數)，和厚樸酚與厚樸酚的量均為越大越好，所以采用Hassan［13］方法進行數學轉換求“歸一值”，dmax公式為:dmax=(Yi－Ymin)/(Ymax－Ymin)。

采用Design expert 7.0軟件對實驗數據進行擬合，擬合方程為 OD=0.37 －0.031A+0.042B+0.016C －0.034D －0.024AB+0.063AC － 0.062AD+2.500E －003BC+0.052BD+0.041CD －0.096A2+0.16B2+0.069C2－ 0.17D2，R2=0.7478，P=0.0168。結果見表4。

表4 星點設計與結果Tab.4 Central composite and results

2.3.3 曲面圖分析 以擬合的回歸方程為數學模型，利用Design Expert 7.0軟件分別繪制各因變量曲面圖，見圖2～圖7。得到優化的工藝為姜的用量15.26%，炒制溫度120℃，炒制時間12 min，出霜時間 7.38 d。

圖2 A和B對OD值的效應面圖Fig.2 A and B on the effects of the value OD

圖3 A和C對OD值的效應面圖Fig.3 A and C on the effects of the value OD

圖4 A和D對OD值的效應面圖Fig.4 A and D on the effects of the value OD

2.3.4 最佳工藝的驗證 最優工藝確定為姜的用量15%，炒制溫度120℃，炒制時間12 min，出霜時間7 d。重復做3次驗證實驗，OD值為0.69，預測值為0.67，偏差為(0.69 －0.67)/0.67 ×100%=2.99%，預測值與實際值偏差較小，表明工藝預測性良好。

圖5 B和C對OD值的效應面圖Fig.5 B and C on the effects of the value OD

圖6 B和D對OD值的效應面圖Fig.6 B and D on the effects of the value OD

圖7 C和D對OD值的效應面圖Fig.7 C and D on the effects of the value OD

3 討論

在炮制工藝的篩選過程中，需要同時考察多個因素對結果的影響，并對結果進行優化。目前，常用均勻設計和正交設計進行優化，但該兩種方法實驗精度不夠，建立的數學模型預測性較差。本試驗采用了星點設計-效應面法，能更好地體現各因素、指標與效應值的關系，同時星點設計實驗所得的信息量更大，更直觀。因此，采用星點設計-效應面法優選江西樟幫厚樸的炮制工藝，預測值與實際值較接近，結果較理想，達到了優選炮制工藝的目標。

厚樸是我國特有的珍貴中藥材，來源主要以野生資源為主，因資源過度消耗，厚樸已被列為國家二級保護中藥材，因此，急需尋找和擴大新的藥用資源。本實驗選取江西地方炮制特色的江西樟幫姜厚樸進行研究，在此研究基礎上，一方面進一步闡明地方特色炮制方法作用機制，為地方特色炮制品種的臨床應用提供理論依據;另一方面，也可指導地方特色姜厚樸炮制工藝的規范化和質量標準的制定，為特色炮制品種的規模化生產、擴大藥用資源奠定基礎。

［1］國家藥典委員會.中華人民共和國藥典:2010年版一部［S］.北京:中國醫藥科技出版社，2010:235.

［2］王孝濤.歷代中藥炮制法匯典［M］.南昌:江西科學技術出版社，1998:239.

［3］焦念鳳，蔣紀洋.厚樸古今炮制研究概況［J］.時珍國醫國藥，2002，13(4):122-123.

［4］龔千鋒.中藥炮制學［M］.北京:中國中醫藥出版社，2003.230.

［5］葉定江，原思通.中藥炮制學辭典［M］.上海:上海科學技術出版社，2005:469.

［6］龔千鋒.樟樹中藥炮制全書［M］.南昌:江西科學技術出版社，1990.

［7］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):292.

［8］劉艷杰，項榮武.星點設計效應面法在藥學試驗設計中的應用［J］.中國現代應用藥學雜志，2007，4(6):455-457.

［9］冷 迪，彭 博，王毅飛，等.醋酸奧曲肽微球的制備及工藝優化［J］.中國藥劑學雜志，2010，8(1):1-8.

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［12］吳 偉，崔光華，陸 彬.實驗設計中多指標的優化星點設計和總評“歸一值”的應用［J］.中國藥學雜志，2000，35(8):530.

［13］Abu-lzzza K A，Garcia-Contreras L，Lu D R.Preparation and evaluation of sustained ersponse variables［J］.J Pharm Sci，1996，85(6):572.