基于Box-Behnken響應面法的白芍產地加工與炮制生產一體化工藝研究

張玖捌，張 偉, 2，王 彬，金詩婕，彭瑞潭，毛春芹，王嚇長，曹 暉，陸兔林*

基于Box-Behnken響應面法的白芍產地加工與炮制生產一體化工藝研究

張玖捌1，張 偉1, 2，王 彬1，金詩婕1，彭瑞潭3，毛春芹1，王嚇長1，曹 暉4，陸兔林1*

1. 南京中醫藥大學藥學院，江蘇 南京 210023 2. 安徽中醫藥大學藥學院，安徽 合肥 230012 3. 保和堂（亳州）制藥有限公司，安徽 亳州 236800 4. 暨南大學藥學院，廣東 廣州 510632

針對白芍在傳統加工炮制過程中成分流失、生產工序重復等問題，利用響應面法優選白芍產地加工與炮制生產一體化（簡稱“一體化”）工藝。采用Box-Behnken響應面試驗設計方法考察白芍一體化工藝中的煮制時間（1）、鮮藥材干燥時間（2）、鮮藥材干燥溫度（3）3個因素，以4種指標性成分（兒茶素、芍藥內酯苷、芍藥苷、1,2,3,4,6--五沒食子酰基葡萄糖）的總評歸一值（OD值）作為評價指標，進行一體化工藝優化研究。白芍一體化最佳工藝條件為煮制時間14.11 min，鮮藥材干燥時間4.51 h，鮮藥材干燥溫度52.53 ℃。Box-Behnken響應面法優選白芍一體化工藝切實可行，具有較強的實際意義，為白芍飲片一體化加工生產提供了科學依據。

白芍；Box-Behnken響應面法；產地加工與炮制生產一體化；總評歸一值；兒茶素；芍藥內酯苷；芍藥苷；1,2,3,4,6--五沒食子酰基葡萄糖

白芍為毛茛科植物芍藥Pall.的干燥根，其味苦、酸，性微寒，歸肝、脾經，具有養血調經、斂陰止汗、柔肝止痛、平抑肝陽的功效[1]。現代研究表明，白芍的化學成分主要為單萜苷類（芍藥苷、芍藥內酯苷、氧化芍藥苷）、三萜類（齊墩果酸、白樺脂酸）、多酚類［（沒食子酸、1,2,3,4,6--五沒食子酰基葡萄糖（1,2,3,4,6-- pentagalloyl glucose，PGG）］、黃酮類（山柰酚、兒茶素）和多糖類[2]，具有抗炎[3-5]、免疫調節[6-7]、保肝[8-10]、抗抑郁[11-12]等多種藥理活性。

《中國藥典》2020年版規定白芍的產地加工方法為夏、秋二季采挖，洗凈，除去頭尾和細根，置沸水中煮后除去外皮或去皮后再煮，曬干。炮制方法為將白芍藥材洗凈、潤透、切薄片、干燥。因此，在白芍傳統的加工炮制過程中，產地加工和炮制生產過程相互脫節，白芍需要經過2次完全干燥和反復潤制的過程，這不僅導致白芍的生產成本增加、生產效率降低，并且長時間的潤制過程易造成芍藥苷、芍藥內酯苷等有效成分流失[13-14]。白芍產地加工與炮制生產一體化（簡稱“一體化”）工藝將產地加工與炮制生產2個獨立的生產環節由分段模式轉變為統一模式，具有摒除重復生產工序、降低加工成本、減少有效成分流失等優勢，從而提升飲片質量，保證臨床療效。

響應面法作為一種經典的數學統計方法，其作用在于通過一組確定的試驗，擬合成響應面來模擬真實極限狀態曲線，并利用多元2次回歸方程表征考察因素與響應值之間的關系，從而尋求最優工藝參數[15-17]。兒茶素、芍藥內酯苷、芍藥苷、PGG作為白芍中含量較高的幾種有效成分，對于臨床療效的發揮起著重要作用。因此，本實驗以4種成分含量的總評歸一值（overall desirability value，OD）為評價指標，采用單因素實驗結合Box-Behnken響應面效應法優選白芍一體化最佳工藝參數，為白芍的一體化生產提供參考和依據。

1 儀器與材料

1.1 儀器

Agilent 1200型高效液相色譜儀，美國Agilent公司；KQ-500B型超聲清洗機，昆山市超聲儀器有限公司；FA1104N型萬分之一分析天平，上海菁海儀器有限公司；MS-105DU型十萬分之一分析天平，瑞士梅特勒-托利多公司；TGL-16GB型高速臺式離心機，上海安亭科學儀器廠；DHG-9140A型電熱鼓風干燥器，上海精宏實驗設備有限公司。

1.2 藥材與試劑

實驗所需白芍樣品均采自安徽省亳州市，經南京中醫藥大學藥學院陳建偉教授鑒定，均為毛茛科植物芍藥Pall.的干燥根。對照品芍藥苷（批號110736-202044，質量分數≥98%）、兒茶素（批號110877-202005，質量分數95.18%）購自中國食品藥品檢定研究院；芍藥內酯苷（批號DST201212-07，質量分數≥98%）、PGG（批號DST200518-001，質量分數≥98%），購自成都樂美天醫藥科技有限公司。甲醇，色譜純，批號202105），江蘇漢邦科技有限公司，磷酸，色譜純，批號G2014050，上海阿拉丁生化科技股份有限公司。

2 方法與結果

2.1 白芍的加工炮制

2.1.1 白芍傳統加工炮制 取新鮮白芍，洗凈，除去頭尾和細根，置于沸水中煮，用瓷質刮刀除去外皮，干燥；取白芍藥材，凈制，潤透，切薄片，干燥。

2.1.2 白芍產地加工與炮制生產一體化 取新鮮白芍，洗凈，除去頭尾和細根，置于沸水中煮，用瓷質刮刀除去外皮，干燥至一定程度，趁鮮切薄片，干燥。

2.2 溶液的制備

2.2.1 對照品溶液的制備 分別稱取兒茶素、芍藥內酯苷、芍藥苷、PGG對照品適量，精密稱定，加甲醇溶解，配制成含兒茶素13.71 μg/mL、芍藥內酯苷93.86 μg/mL、芍藥苷559.98 μg/mL、PGG 93.60 μg/mL的混合對照品溶液，混勻備用。

2.2.2 供試品溶液的制備 取本品粉末約0.1 g（過4號篩），精密稱定，置于25 mL量瓶中，加入50%乙醇溶解，定容至刻度，密塞，稱定質量，超聲處理30 min（40 kHz、1300 W），取出，放冷，補足減失的質量，搖勻，濾過，12 000 r/min離心（離心半徑8 cm）10 min，上清液經0.22 μm微孔濾膜濾過，取續濾液，即得供試品溶液。

2.3 指標成分含量測定

2.3.1 色譜條件與系統適用性試驗 色譜柱為依利特C18（250 mm×4.6 mm，5 μm）；流動相為乙腈- 0.05%磷酸水溶液，梯度洗脫：0～8 min，5%～20%乙腈；8～14 min，20%～24%乙腈；14～17 min，24%～27%乙腈；17～23 min，27%～29%乙腈；23～25 min，29%～73%乙腈；25～27 min，73%～74%乙腈；27～29 min，74%～95%乙腈；體積流量1 mL/min；檢測波長230 nm；柱溫30 ℃；進樣量10 μL。空白樣品、混合對照品溶液及供試品溶液的色譜圖見圖1。在此條件下，理論塔板數（）按兒茶素峰、PGG峰計算均不低于20 000，按芍藥內酯苷峰、芍藥苷峰計算均不低于30 000。所測4種成分的色譜峰與相鄰色譜峰的分離度均大于1.5，表明分離度良好；4種成分的信噪比均大于10，符合定量測定要求；4種成分的拖尾因子均在0.95～1.05，表明色譜峰具有良好的對稱性。

1-兒茶素 2-芍藥內酯苷 3-芍藥苷 4-PGG

2.3.2 專屬性考察 根據圖1可知，在本實驗的色譜條件下，4種成分的分離度良好，且空白樣品無干擾，表明試驗專屬性良好。

2.3.3 線性關系考察 取“2.2.2”項下制備的混合對照品溶液，分別梯度稀釋為5個不同的質量濃度，按“2.2.1”項下色譜條件分別進樣測定。以色譜峰面積為縱坐標（），樣品質量濃度為橫坐標（），繪制標準曲線，計算回歸方程，結果分別為兒茶素＝15.094＋1.869，2＝0.999 7，線性范圍0.86～13.71 μg/mL；芍藥內酯苷＝6.105 8＋7.576 6，2＝0.999 5，線性范圍5.87～93.86 μg/mL；芍藥苷＝8.130 3＋47.022，2＝0.999 5，線性范圍35.00～559.98 μg/mL；PGG＝12.66－5.425，2＝0.999 8，線性范圍5.85～93.60 μg/mL；可見，各成分在相應質量濃度間線性范圍良好。

2.3.4 精密度考察 按“2.2.1”項下色譜條件，精密吸取混合對照品溶液10 μL，連續進樣測定6次，記錄各成分的峰面積，計算兒茶素、芍藥內酯苷、芍藥苷、PGG峰面積的RSD值。結果顯示，4種成分的RSD值分別為1.18%、1.62%、0.26%、0.29%，表明儀器精密度良好。

2.3.5 穩定性考察 取同一份供試品溶液（單因素實驗中煮制時間為20 min時制備的一體化飲片樣品），按“2.2.1”項下色譜條件，分別于0、2、4、8、12、24 h進樣檢測，記錄各成分的峰面積，計算兒茶素、芍藥內酯苷、芍藥苷、PGG峰面積的RSD值。結果顯示，4種成分的RSD值分別為1.35%、1.35%、0.23%、1.04%，表明供試品溶液在24 h內穩定。

2.3.6 重復性考察 取白芍粉末（單因素實驗中煮制時間為20 min時制備的一體化飲片樣品）6份，精密稱定，按“2.2.3”項下方法制備供試品溶液，按“2.2.1”項下色譜條件進樣檢測，記錄各成分的峰面積，計算兒茶素、芍藥內酯苷、芍藥苷、PGG質量分數的RSD值。結果顯示，4種成分的RSD值分別為1.69%、2.06%、1.47%、1.14%，表明該方法重復性良好。

2.3.7 加樣回收率試驗 取已測定4種成分含量的樣品（單因素實驗中煮制時間為20 min時制備的一體化飲片樣品）6份，每份0.05 g，分別加入一定量的兒茶素、芍藥內酯苷、芍藥苷、PGG對照品溶液，按“2.2.3”項下方法制備供試品溶液，按“2.2.1”項下色譜條件進樣檢測，記錄各成分的峰面積。結果顯示，兒茶素、芍藥內酯苷、芍藥苷、PGG的平均回收率分別為105.21%、98.00%、100.10%、106.04%，RSD值分別為0.83%、2.32%、1.14%、1.30%，表明該方法回收率良好。

2.4 單因素實驗篩選白芍加工炮制一體化工藝參數

2.4.1 煮制時間 經預實驗考察，白芍煮制10 min左右時可煮至透心，因此，本實驗選擇煮制時間為5、10、15、20、25 min的5個水平進行考察。取新鮮白芍適量，洗凈，除去頭尾和細根，置沸水中分別煮制5、10、15、20、25 min，用瓷質刮刀除去外皮，在60 ℃條件下烘干5 h（約4成干），于室溫下放置2 h，趁鮮切2 mm薄片，60 ℃干燥2 h。考察不同煮制時間對兒茶素、芍藥內酯苷、芍藥苷、PGG的OD的影響，利用Hassan法對各效應值進行歸一化[18]，本實驗的效應值為有效成分的含量，效應值越大越好，因此，歸一值i＝(i－min)/(max－min)，再對歸一值求幾何平均值，OD＝(12…d)1/n，OD分別為0.165、0.644、0.227、0.752、0.056。煮制時間為5 min時，白芍藥材尚未煮至透心，而煮制時間為25 min時會出現裂片、卷片的現象，且兩者的OD均較低，因此將煮制時間的最低、最高水平確定為10、20 min。

2.4.2 鮮藥材干燥時間 取新鮮白芍適量，洗凈，除去頭尾和細根，置沸水中煮制15 min，用瓷質刮刀除去外皮，在60 ℃條件下分別烘干2、3、4、5、6、7 h，于室溫下放置2 h，趁鮮切2 mm薄片，60 ℃干燥2 h。考察不同的鮮藥材干燥時間對兒茶素、芍藥內酯苷、芍藥苷、PGG的OD的影響，OD分別為0.322、0.265、0.321、0.657、0.646、0.112。結果表明，OD隨著干燥時間的增加呈現先增大后減小的趨勢，因此，將后續實驗鮮藥材干燥時間的最低、最高水平確定為4、6 h。

2.4.3 鮮藥材干燥溫度 取新鮮白芍適量，洗凈，除去頭尾和細根，置沸水中煮制15 min，用瓷質刮刀除去外皮，分別在30、40、50、60、70、80 ℃條件下干燥5 h，于室溫下放置2 h，趁鮮切2 mm薄片，60 ℃干燥2 h。考察不同的鮮藥材干燥溫度對兒茶素、芍藥內酯苷、芍藥苷、PGG的OD的影響，OD分別為0.518、0.247、0.522、0.141、0.384、0.638。當干燥溫度為30 ℃時，實際生產中能耗較高；當干燥溫度為70、80 ℃時，部分飲片出現炸心以及裂片的現象，且干燥程度較高難以切片。因此，將鮮藥材干燥溫度的最低、最高水平確定為40、60 ℃。

2.5 響應面優化白芍加工炮制一體化工藝

2.5.1 試驗設計及結果 根據白芍一體化工藝參數的單因素考察結果及響應面法設計原理，選取3個考察因素為自變量，即煮制時間（1）、鮮藥材干燥時間（2）、鮮藥材干燥溫度（3），每個因素均設計3個水平，并以兒茶素、芍藥內酯苷、芍藥苷、PGG的OD為響應值，進行3因素3水平的星點設計試驗，從而確定白芍飲片的一體化最佳工藝條件。采用Design Expert 12.0軟件中的星點設計方案安排17組白芍一體化加工的工藝條件，進行響應面回歸分析，因素水平設計見表1、試驗安排結果見表1。

2.5.2 方差分析及數據處理 以白芍中所含成分的OD為為因變量，采用Design Expert 12.0軟件對1、2、3進行響應面回歸分析，以OD對3個因素進行2元多項回歸，得到擬合方程OD＝0.746 4＋0.032 81－0.052 52－0.013 53＋0.213 312－0.025 213－0.129 323－0.218 612－0.126 122－0.107 132。

擬合模型的方差分析及回歸系數顯著性檢驗結果見表2，擬合得到2項式模型的＜0.05，存在顯著性，說明在研究范圍內該模型具有統計學意義。因素12、12對響應值的影響差異具有統計學意義（＜0.05），因此，3種因素對響應值的影響并非是簡單的線性關系，所選試驗因素之間存在著顯著的交互作用。回歸方程失擬項＝0.299＞0.05，并無顯著性差異，表明模型擬合度良好、試驗誤差小。因此，可以采用此模型優選白芍一體化工藝。使用Design Expert 12.0軟件進行擬合，以三維效應面曲線圖直觀表現出煮制時間、鮮藥材干燥溫度、鮮藥材干燥時間的兩兩交互作用對白芍一體化工藝的影響，結果見圖2。煮制時間與鮮藥材干燥時間的交互作用響應面圖坡度較陡，說明煮制時間與鮮藥材干燥時間的交互作用較強，對所考察成分的含量影響顯著；煮制時間與鮮藥材干燥溫度、鮮藥材的干燥時間與干燥溫度的交互作用響應面圖坡度較緩，說明這2個交互作用較弱，對所考察成分的含量影響較小。

表1 星點設計試驗與考察結果

Table 1 Results of star point design test and investigation

試驗號X1/minX2/hX3/℃兒茶素/%芍藥內酯苷/%芍藥苷/%PGG/%OD 120 (+1)5 (0)40 (?1)0.060.813.050.810.396 215 (0)6 (+1)60 (+1)0.040.893.500.860.315 315550 (0)0.101.233.330.860.755 4205600.060.772.850.790.342 5204 (?1)500.060.942.710.820.367 610 (?1)6500.060.492.470.500.010 7155500.071.053.140.910.563 8155500.111.213.330.910.781 9105600.071.053.000.810.496 10105400.070.693.680.740.449 11104500.081.103.070.840.559 12155500.111.253.400.930.835 13154600.071.033.481.060.661 14155500.111.213.360.920.798 15156400.071.153.240.980.624 16206500.071.063.411.140.671 17154400.081.012.750.830.453

表2 回歸模型方差分析結果

Table 2 Analysis of variance results of regression model

誤差來源平方和自由度均方F值P值誤差來源平方和自由度均方F值P值 模型0.63290.0704.7100.027X120.20110.20113.5100.008 X10.00910.0090.5760.473X220.06710.0674.4900.078 X20.02210.0221.4800.263X320.04810.0483.2400.115 X30.00210.0020.0980.764殘差0.10470.015 X1X20.18210.18212.2100.010失擬項0.05930.0121.7300.299 X1X30.00310.0030.1710.691誤差0.04540.011 X2X30.06710.0674.4900.072總離差0.73616

圖2 煮制時間、鮮藥材干燥時間和鮮藥材干燥溫度的交互作用響應面

根據Design Expert 12.0軟件分析計算，白芍一體化加工的最佳工藝條件為煮制時間14.114 min，鮮藥材干燥時間為4.512 h，鮮藥材干燥溫度為52.529 ℃，理論計算得分為0.755。

2.5.3 驗證試驗 為方便實驗操作，根據“2.5.2”項優選出的白芍一體化最佳工藝參數，進行相應調整，將最佳工藝參數修正為煮制時間14 min，鮮藥材干燥時間為4.5 h，鮮藥材干燥溫度為52.5 ℃。平行制備3批樣品，測定各指標成分的含量，得出OD為0.767，與預測值0.755的相對誤差為1.59%，表明本實驗所建數學模型準確可靠，預測能力較強，一體化最佳工藝條件重現性好。

2.5.4 與傳統工藝比較 以所選4種指標性成分為評價指標，進一步評價本實驗優化所得一體化工藝與白芍傳統加工炮制工藝對相關成分的影響，結果見表3。可見與傳統工藝相比，一體化工藝能夠明顯減少芍藥內酯苷和芍藥苷在潤制過程中的流失。

3 討論

中藥材產地加工與炮制生產一體化是將中藥材產地加工環節和飲片炮制生產過程有機結合，以減少生產重復環節，提高飲片質量，由此加強中藥飲片生產過程質量控制并建立的一體化生產關鍵技術體系[19]。雖然一體化具有摒棄重復生產工序、降低生產成本、提高產地加工機械化程度、規范飲片管理等諸多優勢，但目前仍處于起步階段，缺少基礎研究、品種遴選原則、生產技術規范、質量控制標準等[20]。

表3 一體化工藝與傳統工藝比較結果

Table 3 Comparison between integrated process and traditional process

加工方式兒茶素/%芍藥內酯苷/%芍藥苷/%PGG/% 一體化工藝10.051.142.840.77 一體化工藝20.051.162.800.74 一體化工藝30.051.152.770.74 一體化工藝均值0.051.152.810.75 傳統加工0.040.932.750.84

2021年7月，國家藥監局綜合司發布關于中藥飲片生產企業采購產地加工（趁鮮切制）中藥材有關問題的復函，復函中明確指出：中藥飲片生產企業可以采購具備健全質量管理體系的產地加工企業生產的產地趁鮮切制中藥材用于中藥飲片生產。隨后，各省市相繼出臺與趁鮮切制相關的一系列政策，引導與規范趁鮮加工的發展，這極大地促進了一體化的進程，成為一體化發展的里程碑事件。因此，在政策的支持與鼓勵下，應積極開展一體化基礎研究，遴選適宜一體化加工的品種，建立相關技術規范，讓中醫藥走上高質量發展之路。本實驗在單因素實驗的基礎上，采用Box-Behnken響應面法對白芍一體化加工過程中的煮制時間、鮮藥材干燥時間和鮮藥材干燥溫度3個關鍵因素進行考察，經過建立擬合方程和方差分析，最終確定一體化最佳工藝參數。并通過與傳統加工炮制的白芍進行比較，驗證所選工藝的合理性。因此，采用Box-Behnken響應面法優選白芍的一體化工藝可操作性好、重復性好，具有較強的實際意義，為白芍飲片的一體化加工生產和技術規范的形成提供了科學的依據。

利益沖突 所有作者均聲明不存在利益沖突

[1] 中國藥典[S]. 一部. 2020: 108-109.

[2] 徐佳新, 許浚, 曹勇, 等. 中藥白芍現代研究進展及其質量標志物的預測分析 [J]. 中國中藥雜志, 2021, 46(21): 5486-5495.

[3] Jo G H, Kim S N, Kim M J,. Protective effect ofroot extract on immune alterations in mice with atopic dermatitis [J]., 2018, 81(12): 502-511.

[4] Wang S Y, Xu J Z, Wang C F,.polysaccharides obtained via optimized extraction treat experimental autoimmune hepatitis effectively [J]., 2020, 164: 1554-1564.

[5] Bi X X, Han L, Qu T G,. Anti-inflammatory effects, SAR, and action mechanism of monoterpenoids fromon LPS-stimulated RAW 264.7 cells [J]., 2017, 22(5): E715.

[6] Zhang W X, Hu Y H, Zhao J Z,. Immunoregulation and antioxidant activities of a novel acidic polysaccharide from[J]., 2020, 37(3): 361-371.

[7] Jiang H J, Li J, Wang L,. Total glucosides of paeony: A review of its phytochemistry, role in autoimmune diseases, and mechanisms of action [J]., 2020, 258: 112913.

[8] Wang S Y, Xu J Z, Wang C F,.polysaccharides obtained via optimized extraction treat experimental autoimmune hepatitis effectively [J]., 2020, 164: 1554-1564.

[9] 賈嵐, 王蕾蕾, 孟靚, 等. 白芍總苷對大鼠化學性肝損傷與肝陰虛證結合模型的影響和機制研究 [J]. 中草藥, 2020, 51(7): 1885-1892.

[10] 于定榮, 肖永慶, 麻印蓮, 等. 白芍儲藏一年芍藥苷及二氧化硫殘留變化 [J]. 中國實驗方劑學雜志, 2016, 22(21): 63-66.

[11] 李添, 李肖, 田俊生, 等. 基于1H-NMR肝臟代謝組學的白芍抗抑郁作用研究 [J]. 中醫藥學報, 2021, 49(8): 17-26.

[12] Wang Y, Gao S M, Li R,. Antidepressant-like effects of theanddrug pair [J]., 2016, 633: 14-20.

[13] 劉慶珊, 何雁, 曹秋芳, 等. 基于LF-NMR/MRI的白芍潤制過程水分狀態及質構相關性的研究[J]. 中國中藥雜志, 2020, 45(20): 4882-4888.

[14] 徐建中. 杭白芍產地加工和加工炮制一體化方法研究及質量控制 [D]. 杭州: 浙江中醫藥大學, 2016.

[15] 黃杰濤, 張蓮姬. 響應面法優化金花葵多糖提取工藝[J]. 食品工業科技, 2016, 37(19): 217-220+226.

[16] 李健鵬, 李險峰, 陳鴻雁, 等. 響應面法優化索式提取艾草精油的工藝研究 [J]. 惠州學院學報, 2020, 40(03): 42-46.

[17] 王永菲, 王成國. 響應面法的理論與應用 [J]. 中央民族大學學報: 自然科學版, 2005(03): 236-240.

[18] 趙重博, 王晶, 吳建華, 等. 響應面法優化秦皮產地加工與飲片炮制一體化工藝研究 [J]. 中草藥, 2018, 49(20): 4753-4759.

[19] 張偉, 張玖捌, 何天雨, 等. 中藥飲片產地加工與炮制生產一體化研究現狀與展望 [J]. 中國中藥雜志, 2022, 47(10): 2565-2571.

[20] 楊俊杰, 李平, 郝敏, 等. 中藥材產地加工與炮制一體化的現代研究進展 [J]. 中草藥, 2018, 49(20): 4726- 4730.

Study on integrated process of producing area and processing production forbased on Box-Behnken response surface methodology

ZHANG Jiu-ba1, ZHANG Wei1, 2, WANG Bin1, JIN Shi-jie1, PENG Rui-tan3, MAO Chun-qin1, WANG Xia- chang1, CAO Hui4, LU Tu-lin1

1. College of Pharmacy, Nanjing University of Chinese Medicine, Nanjing 210023, China 2. College of Pharmacy, Anhui University of Chinese Medicine, Hefei 230012, China 3. Baohetang (Bozhou) Pharmaceutical Co., Ltd., Bozhou 236800, China 4. College of Pharmacy, Jinan University, Guangzhou 510632, China

In order to solve the problems of component loss and repeated production in the traditional processing process of(PRA), the integrated technology of primary processing for PRA was optimized by response surface methodology.The Box-Behnken response surface design methodology was used to investigate the three factors of boiling time, fresh medicinal material drying time and temperature in the integrated process. The integrated process optimization was studied by using the overall desirability value (OD value) of catechin, albiflorin, paeoniflorin, and 1,2,3,4,6--pentagalloyl glucose in PRA as evaluation indexes.The results showed that the best integrated technological conditions were as follows: boiling time 14.11 min, drying time 4.51 h and drying temperature 52.53℃.The study showed that the response surface methodology is simple and easy to optimize the integrated primary processing for PRA and has good accuracy, which provides a scientific reference for the integrated processing and production of PRA.

; Box-Behnken response surface methodology; integrated technology of primary processing; overall desirability value; catechin; albiflorin; paeoniflorin; 1,2,3,4,6--pentagalloyl glucose

R283.6

A

0253 - 2670(2022)18 - 5657 - 06

10.7501/j.issn.0253-2670.2022.18.008

2022-03-28

國家重點研發計劃“中醫藥現代化研究”專項（2019YFC1711500）

張玖捌（1998—），男，碩士研究生，研究方向為中藥炮制及中藥飲片質量標準研究。Tel: 15895865293 E-mail: 20200598@njucm.edu.cn

陸兔林，男，教授，博士生導師，主要從事中藥炮制及中藥飲片質量標準研究。Tel: 13951636763 E-mail: ltl2021@ njucm.edu.cn

[責任編輯 鄭禮勝]