基于質量源于設計理念的麥門冬湯提取液噴霧干燥工藝研究

陳江平，梁志毅，施文婷，陳丹燕，莫秋怡，劉燎原

（廣東一方制藥有限公司/廣東省中藥配方顆粒企業重點實驗室，廣東佛山528244）

人用藥品注冊技術要求國際協調會（ICH）于2005 年在ICH Q8 指南中定義了制藥質量源于設計（quality by design，QbD）：“一套系統的、從預先確定目標出發，基于充分的科學知識和質量風險管理的研發方法，強調對產品和工藝的理解以及工藝控制”[1-2]。QbD 理念已逐漸成為國際上藥品質量管理的理念，強調構建關鍵質量屬性（critical quality attributes，CQA）和關鍵工藝參數（critical process parameters，CPP）之間的數學模型，解釋制藥質量傳遞規律，并建立制劑生產工藝的設計空間，從而把控產品質量[3-7]。中藥制劑常用的干燥方式有噴霧干燥、減壓干燥、常壓干燥、真空帶式干燥等，其中，噴霧干燥相對其他干燥方式具有產品含水量低、流動性好、粉末均一性好、得粉率高等優點，已廣泛應用于食品、化工、醫藥等領域，是中藥提取液的首選干燥方式[4,8-10]。然而，在噴霧干燥過程中，濃縮液的相對密度、溫度、成分，噴霧塔的進風溫度、進料速度、霧化壓力，以及噴霧干燥操作的環境濕度等眾多因素均會對噴霧干燥效果產生重要影響，使得產品質量難以控制[4,10-11]。

麥門冬湯屬國家中醫藥管理局2018年4月13日發布的《古代經典名方目錄（第一批）》，該方始載于漢代“醫圣”張仲景所著《金匱要略》：“大逆上氣，咽喉不利，止逆下氣者，麥門冬湯主之。麥門冬七升，半夏一升，人參二兩，甘草二兩，粳米三合，大棗十二枚，上六味，以水一斗二升，煮取六升，溫服一升，日三夜一服”[12]，具有滋養肺胃、降逆下氣的功能，主治肺陰不足證和胃陰不足證[13]。現代藥理臨床應用研究表明，麥門冬湯常用于治療慢性支氣管炎、支氣管擴張癥、肺結核、慢性肺纖維化、慢性咽喉炎、胃及十二指腸潰瘍、慢性胃炎等[14-17]，療效顯著[18]。

目前，未見有關麥門冬湯制劑研究的報道。本研究以麥門冬湯提取濃縮液為模型，以QbD 理念為指導，采用Plackeet-Burmann 實驗設計（PBD），從眾多影響因素中篩選噴霧干燥關鍵工藝參數，并用中心點復合設計（central composite design，CCD）實驗對關鍵工藝參數進行優化，建立麥門冬湯提取液噴霧干燥工藝的數學模型和設計空間，為其相關制劑的進一步開發提供依據。

1 儀器與試藥

1.1 儀器

B-290噴霧干燥儀（瑞士Buchi公司）；SHC-Ⅰ磁力攪拌器[國力天（深圳）科技有限公司]；DH40EH除濕機（珠海格力電器股份有限公司）；ME203E/02 千分之一天平、ME204E/02 萬分之一天平（梅特勒-托利多儀器上海有限公司）；DHG-9146A 電熱恒溫鼓風干燥箱（上海精宏實驗設備有限公司）；密度計（河北省河間市故仙粵興玻璃儀表廠）。

1.2 試藥

麥冬、人參、甘草、半夏、大棗、粳米的樣品信息見表1，經廣東一方制藥有限公司魏梅主任藥師鑒定，均符合2020 年版《中國藥典》一部相關項下要求，樣品存放于廣東一方制藥有限公司。

表1 樣品信息表Table 1 Information of samples

2 方法與結果

2.1 麥門冬湯提取濃縮液的制備

參照《方劑學》（下冊）的處方劑量[13]，以及原國家衛生部和中醫藥管理局頒發的《醫療機構中藥煎藥室管理規范》的煎煮要求[19]，稱取麥門冬湯處方飲片共5 kg，加水煎煮2次，第1次煎煮加飲片量10 倍水，浸泡30 min，加熱煎煮60 min，第2 次煎煮加飲片量8倍水，加熱煎煮45 min，合并2次濾液，減壓濃縮（65 ℃）至相對密度為1.12（65 ℃）的濃縮液樣品，保存備用。

2.2 評價指標及計算[4]

噴霧干燥期望的最優結果是合格浸膏粉（由收集瓶收集的浸膏粉）得粉率越高越好，含水量越低越好，因此以合格浸膏粉得粉率和含水量2 個指標進行評價。

2.2.1 浸膏粉得粉率計算 每組試驗取含固量為40 g的濃縮液，置于磁力攪拌器上，按各試驗組要求調節所需工藝參數，噴霧干燥結束后，在相對濕度為40%以下的環境中收集浸膏粉，按公式“浸膏粉得粉率=收集瓶浸膏粉收得量/濃縮液含固量”計算浸膏粉得粉率（Y1）。

2.2.2 浸膏粉含水量測定 照水分測定法（2020年版《中國藥典》四部通則0832）項下的第二法測定[20]浸膏粉含水量（Y2）。

2.3 數據處理

采用文獻報道的“歸一化法”，采用Hassan 法[21]分別對各指標進行數學轉換求“歸一值”，對于取值越大越好的指標，歸一值計算公式為：di=(Yi-Ymin)/(Ymax-Ymin)；對于取值越小越好的指標，歸一值計算公式為：di=(Ymax-Yi)/(Ymax-Ymin)；計算出各指標di值后，對各指標“歸一值”進行處理，得總評“歸一值”（OD），計算公式為[22]：OD=（d1×d2…dn）1/n。其中，n為指標個數。

2.4 Plackeet-Burmann實驗篩選關鍵工藝參數

Plackeet-Burmann 實驗設計可通過較少的試驗從眾多影響因素中快速、準確、高效地篩選出顯著因素，避免在后期的優化試驗中由于一些因素不顯著而浪費資源[23-24]。經查閱文獻[4,10,25]和前期預實驗，采用Plackeet-Burmann 實驗設計將藥液相對密度（A）、進料速度（B）、進風溫度（C）、藥液溫度（D）和霧化壓力（E）5個工藝控制點作為CPPs，以浸膏粉得粉率（Y1）和含水量（Y2）作為CQAs，采用Minitab16.0軟件設計實驗，實驗設計及結果見表2、表3。

對Plackeet-Burmann 實驗結果進行方差分析，結果見表4。可見，藥液相對密度（A）和進料速度（B）對OD 值的影響有統計學意義（P＜0.05），即藥液相對密度（A）和進料速度（B）為麥門冬湯提取液噴霧干燥工藝的CPPs；而其他3 個因素對OD 值的影響無統計學意義，在平常的實驗中這3 個因素有常用的參數范圍：進風溫度一般為155～195 ℃，藥液溫度一般為20～60 ℃，霧化壓力一般為0.3～0.5 MPa。

2.5 中心點復合設計實驗優化關鍵工藝參數

中心點復合設計實驗是一種基于五水平的二階試驗設計法，可以評價指標和因素間的非線性關系，尤其是各因素之間的交互作用，實驗次數少，實驗效果理想[26]。基于Plackeet-Burmann 實驗結果，采用中心點復合設計實驗對藥液相對密度（A）和進料速度（B）進行工藝優化。根據生產經驗，固定其他3個因素的水平分別為進風溫度185 ℃，藥液溫度25 ℃，霧化壓力0.5 MPa。采用Design Expert 8.0 軟件設計實驗，實驗設計及結果見表5、表6。

表2 Plackeet-Burmann實驗設計因素水平表Table 2 The factors and levels of Plackeet-Burmann experimental design

表3 Plackeet-Burmann實驗結果Table 3 Results of Plackeet-Burmann experiment

表4 Plackeet-Burmann實驗的方差分析結果Table 4 Variance analysis results of Plackeet-Burmann experiment

根據表6 的數據，采用Design Expert 8.0 軟件分別對2 個CQA（Y1，Y2）及相應CPP（A，B）分別進行擬合，Y1和Y2的回歸方程見表7，相應的方差分析見表8。Y1和Y2與藥液相對密度（A）、進料速度（B）的響應面圖和等高線圖如圖1、圖2。

由表8可知，Y1和Y2的P值分別為0.000 2、0.009 1，均小于0.05，表明模型均成立；模型決定系數分別為0.949 8、0.846 4，表明模型擬合程度較好；模型失擬項均大于0.05，表明無失擬因素存在；模型精密度均大于4，表明模型精密度較理想；響應值Y1和Y2的實際值與預測值之間有較好的擬合度，表明該模型可用來預測麥門冬湯提取液的浸膏粉得粉率和含水量的實際情況。

對于Y1而言，藥液相對密度（A）的P值小于0.05，進料速度（B）的P值大于0.05，說明因素A 對浸膏粉得粉率Y1有顯著影響，因素B 對Y1無顯著影響；AB 的P值大于0.05，說明AB 的交互作用對Y1影響不顯著。對于Y2而言，藥液相對密度（A）和進料速度（B）的P值均小于0.05，說明因素A 和B 對浸膏粉含水量均有顯著影響，AB 的P值大于0.05，說明AB的交互作用對Y2影響不顯著。

由圖1、圖2可知，進料速度在一定范圍時，藥液相對密度越低，得粉率越高；藥液相對密度在一定范圍時，進料速度越低，含水量越低。

表5 中心點復合設計實驗設計因素水平表Table 5 The factors and levels of central composite design experimental design

表6 中心點復合設計實驗結果Table 6 Experimental results of central composite design（α=1.414）

表7 二次回歸模型Table 7 Quadratic regression model

表8 方差分析及擬合優度分析Table 8 Analysis of variance and goodness of fi

圖1 得粉率響應面圖與等高線圖Figure 1 The response surface and contour plot of powder yield

圖2 含水量響應面圖與等高線圖Figure 2 The response surface and contour plot of moisture content

2.6 設計空間建立

在設定的參數空間內搜索同時滿足2 個目標（得粉率＞60%，水分＜5%）的所有因素組合，即構成設計空間，但由于模型的預測值與真實值之間存在一定差異，所以設計空間的邊界具有不確定性[27]。為了應對設計空間邊界的不確定性，在定義設計空間時可加入置信水平α=0.05 的置信區間，將設計空間優化，結果用Overlay polt展示，如圖3。

圖3中亮黃色區域為加入95%置信區間后的設計空間，在此設計空間所有的點都符合工藝目標的期望值，淺黃色區域為原設計空間內不可靠的部分，在此空間的所有點有5%的概率無法滿足工藝目標。因設計空間并不規則，不便對二者進行嚴格控制，為了便于操作，推薦的操作空間范圍藥液相對密度為1.04～1.05，進料速度為28%～32%。

2.7 驗證實驗

圖3 加入95%置信區間的噴霧干燥工藝設計空間Figure 3 Spray drying process design space with 95%confidence interval

選取5個新的實驗點進行驗證實驗，以檢驗所建模型的預測能力。實驗點過程參數及結果見表9。對表9中浸膏粉得粉率和含水量的實測值與預測值進行獨立樣品t檢驗比較，結果見表10。可見，顯著性均大于0.05，表明實測值與預測值差異無統計學意義，2個模型均具有較好的預測性。

表9 驗證實驗結果Table 9 The results of verification test

表10 預測值與實測值獨立樣品均值比較Table 10 Comparison of independent sample mean values between predicted and measured values

3 討論

本研究基于QbD 理念，運用“設計空間”的方法優化麥門冬湯提取液噴霧干燥工藝，設計空間是能保證工藝品質的關鍵物料屬性和工藝參數的范圍組合，在設計空間范圍內的工藝參數變化不影響藥品質量，設計空間的意義在于增加工藝參數設置的靈活性，減少不必要的監管[28]。研究過程中采用PBD 和CCD 實驗設計優選出了藥液相對密度和進料速度2 個關鍵工藝參數（CPPs），得到了麥門冬湯提取液噴霧干燥工藝的設計空間，并進行了驗證，驗證結果表明工藝參數在該設計空間內能保證麥門冬湯提取液噴霧干燥過程和產品質量的穩定。相比固定工藝參數，設計空間的建立使得工藝操作變得更加靈活，特別是在加入95%置信區間后，設計空間的穩定性和可靠性得到提高，有效降低了產品質量的可變性。

QbD 理念是當前國際藥品質控水平的先進理念，將其運用于中藥制劑工藝的研發，有助于增加對產品特性的全面了解和對生產過程的可靠控制。運用科學的試驗方法構建設計空間，可提升產品質量的穩定性和均一性，有利于提高中藥制劑的整體質量水平。