草酸鈣簇晶棱角角度用于中藥鑒定的研究

貴州中醫藥大學，貴州 貴陽 550002

有研究顯示草酸鈣簇晶是由多數菱形的晶瓣組成的[1-4]，菱形晶瓣的棱角(外緣角)清晰可辨。筆者認為，既然菱形晶瓣有棱角，那就有角度，可以測量其角度數據，再運用數學方法運算，求得角度均數值以及上限和下限區間值。那么每個中藥品種的草酸鈣簇晶棱角是否有特定的均數值，不同的中藥草酸鈣簇晶棱角均數值是否不同。換而言之，是否可以將中藥的草酸鈣簇晶的顯微形態特征轉換成數據特征，是否可以為中藥鑒定探索一種新的鑒定方法。基于此，筆者以大黃、人參和頭花蓼[5-6]為實驗材料開展了相關試驗。具體報告如下。

1 儀器與材料

1.1 儀器 Olympus CX41及EX20光學顯微鏡、數碼相機、智能手機、電腦、量角器。

1.2 材料 水合氯醛、氫氧化鈉、稀甘油。大黃RheumofficinaleBaill.藥材樣品A(貴州道真，三年生)，樣品B(貴州道真，四年生)，藥材樣品C(四川南川)；人參PanaxginsengC.A.Mey.藥材樣品A(吉林集安，五年生)，樣品B(遼寧撫順，五年生)，樣品C(吉林集安，四年生)；頭花蓼PolygonumcapitatumBuch.-Ham. ex D. Don藥材樣品A(貴州施秉)，樣品B(云南騰沖)，樣品C(貴州貴陽)。以上藥材樣品均經貴陽中醫學院中藥鑒定教研室周漢華教授鑒定。

2 方法

2.1 數據采集 以10%～20%的氫氧化鈉為解離試劑制作解離制片，顯微觀察草酸鈣簇晶，調至清晰后用數碼相機或智能手機照相，電腦放大或者打印，用量角器測量草酸鈣簇晶棱角(晶瓣頂端角)的角度，記錄數據。采集過程中每個樣品制片采集10個簇晶樣品數據，避免重復采樣，大黃、人參及頭花蓼三種藥材的樣品A隨機采集500個數據，樣品B、樣品C各隨機采集100個數據。

2.2 數據分析

2.2.1 求證大黃、人參和頭花蓼草酸鈣簇晶棱角角度均值

2.2.1.1 求取 以各藥材樣品A的500個數據。使用SPSS軟件中均值操作法，分別得到大黃、人參和頭花蓼草酸鈣簇晶棱角角度均值。

2.2.1.2 證明 以各藥材樣品B的100個數據、樣品C的100個數據，分別使用SPSS軟件單樣本t檢驗操作法，檢驗和證明“(1)求取”得到的大黃、人參和頭花蓼草酸鈣簇晶棱角角度均值的準確性。

2.2.2 數據分析 將各藥材樣品A的500個數據兩兩編組，使用SPSS軟件獨立樣本t檢驗操作法，根據得到的結果比較和分析大黃、人參和頭花蓼草酸鈣簇晶棱角角度均值的差異性。

3 結果

3.1 大黃樣品A觀測數據 見表1。

表1 大黃樣品A的500個簇晶棱角的角度 (°)

續表

表1 大黃樣品A的500個簇晶棱角的角度 (°)

3.2 大黃樣品A簇晶棱角角度均值 中藥大黃樣品A的500個簇晶棱角角度的均值為63.04°，95%的置信區間的上限為63.98°，下限為62.10°。見表2。

3.3 大黃樣品A簇晶棱角角度均值63.04°的準確性檢驗 見表3～10。

表2 大黃樣品A簇晶棱角角度均值

表3 大黃樣品B的100個簇晶棱角的角度 (°)

續表

表3 大黃樣品B的100個簇晶棱角的角度 (°)

假設H0：μ=μ0，H1：μ≠μ0，μ0= 63.04°，使用SPSS軟件單樣本t檢驗操作得到表4、表5、表6的結果。

表4 用Explore對表3數據進行正態性檢驗的結果

a. Lilliefors 顯著水平修正

由表4可知，P=0.514>0.05，可認為大黃樣品B簇晶棱角角度服從正態分布。如下進行單樣本t檢驗。

表5 單個樣本統計量

表6 單個樣本檢驗

由表6可知，t=-0.257，雙側P=0.798>0.05，按α=0.05水準接受H0，差異無統計學意義，可以認為大黃樣品B的100個簇晶棱角角度數據的均值與大黃樣品A的500個數據的均值無變化。

表7 大黃樣品C的100個草酸鈣簇晶棱角的角度 (°)

假設H0：μ=μ0，H1：μ≠μ0，μ0=63.04°，使用SPSS軟件單樣本t檢驗操作得到表8、表9、表10 的結果。

表8 用Explore對表7數據進行正態性檢驗的結果

*. 這是真實顯著水平的下限。

a. Lilliefors 顯著水平修正

由表8可知，P=0.166>0.05，可認為大黃樣品C簇晶棱角角度服從正態分布。如下進行單樣本t檢驗。

表9 單個樣本統計量

表10 單個樣本檢驗

由表10可知，t=0.998，雙側P=0.321>0.05，按α=0.05水準接受H0，差異無統計學意義，可以認為大黃樣品C的100個簇晶棱角角度數據的均值和大黃樣品A的500個數據的均值無變化。

3.4 人參、頭花蓼草酸鈣簇晶棱角角度均值及置信區間 見表11。

表11 人參、頭花蓼草酸鈣簇晶棱角角度的均值

由表11可知，人參樣品A500個簇晶棱角角度的均值為44.34°，95%置信區間的上限為45.34°，下限為44.34°。頭花蓼樣品A500個簇晶棱角角度的均值為55.50°，95%的置信區間的上限為56.43°，下限為54.58°。

3.5 大黃與人參、大黃與頭花蓼、頭花蓼與人參獨立樣本t檢驗 見表12～18。

由表12可知，Shapiro-Wilk統計量分別為0.996、0.996、0.995，三組的P值分別為0.250、0.342、0.114，均>0.05，可認為大黃A、人參A、頭花蓼A簇晶棱角角度均服從正態分布。如下分別進行兩組獨立樣本t檢驗。

由表13可知，大黃簇晶棱角的均值為63.04°，人參44.34°。

假設H0：μ1=μ2，H1：μ1≠μ2，其中μ1代表大黃的均值，μ2代表人參的均值。

表12 用Explore對表大黃A、人參A、頭花蓼A數據進行正態性檢驗的結果

表13 大黃、人參簇晶棱角角度數據組統計量

表14 大黃、人參兩組獨立樣本檢驗

從表14方差方程的 Levene 檢驗統計量F=2.530，P=0.0.112>0.05，不能認為兩組的總體方差不齊；t=26.787，雙側P=0.000<0.01，以α=0.01水準的雙側檢驗拒絕H0，兩組的差異有統計學意義。即大黃均值63.04°與人參均值44.34°有顯著性區別，可認為大黃草酸鈣簇晶棱角角度的均值明顯大于人參。

表15 大黃、頭花蓼簇晶棱角角度數據組統計量

由表15可知，大黃簇晶棱角的均值為63.04°，頭花蓼55.50°。

假設H0：μ1=μ2，H1：μ1≠μ2，其中μ1代表人參的均值，μ2代表頭花蓼的均值。

表16 大黃、頭花蓼兩組獨立樣本檢驗

從表16方差方程的 Levene 檢驗統計量F=0.195，P=0.659>0.05，不能認為兩組的總體方差不齊；t=11.247，雙側P=0.000<0.01，以α=0.01水準的雙側檢驗拒絕H0，兩組的差異有統計學意義。即大黃均值63.04°與頭花蓼均值55.50°有顯著性區別，可認為大黃的簇晶棱角角度的均值明顯大于頭花蓼。

表17 頭花蓼、人參簇晶棱角角度數據組統計量

由表17可知，頭花蓼簇晶棱角角度的均值為55.50°，人參44.34°

假設H0：μ1=μ2，H1：μ1≠μ2，其中μ1代表頭花蓼的均值，μ2代表人參的均值。

表18 頭花蓼、人參兩組獨立樣本檢驗

從表18方差方程的 Levene 檢驗統計量F=4.038，P=0.045<0.05，認為兩組的總體方差不齊；t=-16.061，雙側P=0.000<0.05，以α=0.05水準的雙側檢驗拒絕H0，兩組的差異有統計學意義。即頭花蓼均值55.50°與人參均值44.34°有顯著性區別，可認為頭花蓼的簇晶棱角角度的均值明顯大于人參。

4 討論

研究表明中藥的草酸鈣簇晶晶瓣棱角是有角度的，可以測量的。大黃、人參、頭花蓼的棱角角度各自有特定的均值數，可以作為大黃、人參及頭花蓼顯微鑒定的重要參數。研究過程中筆者還對簇晶的晶瓣數進行統計學研究，結果也有特定的均值范圍，因此若將簇晶的棱角特點與晶瓣數、大小特征可作為藥材鑒定的重要參數。

本研究思路創新點是擬將具體的顯微鑒別的形態特征轉化為數字、數據，再結合運用數理統計的方法形成顯微鑒別的特征數值或常數，作為中藥鑒定的依據或參數。研究結果初步證明這個思路是正確的、可行的，提示中藥顯微鑒別法可以從以形態區別為主要特征的經典思維模式和方法模式向數字化、數據化方向延伸和探索發展。但相關方法還有待進一步研究和完善。