基于質(zhì)量源于設(shè)計(jì)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(yè)重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，廣東佛山528244）

人用藥品注冊(cè)技術(shù)要求國際協(xié)調(diào)會(huì)（ICH）于2005 年在ICH Q8 指南中定義了制藥質(zhì)量源于設(shè)計(jì)（quality by design，QbD）：“一套系統(tǒng)的、從預(yù)先確定目標(biāo)出發(fā)，基于充分的科學(xué)知識(shí)和質(zhì)量風(fēng)險(xiǎn)管理的研發(fā)方法，強(qiáng)調(diào)對(duì)產(chǎn)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(zhì)量管理的理念，強(qiáng)調(diào)構(gòu)建關(guān)鍵質(zhì)量屬性（critical quality attributes，CQA）和關(guān)鍵工藝參數(shù)（critical process parameters，CPP）之間的數(shù)學(xué)模型，解釋制藥質(zhì)量傳遞規(guī)律，并建立制劑生產(chǎn)工藝的設(shè)計(jì)空間，從而把控產(chǎn)品質(zhì)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(duì)其他干燥方式具有產(chǎn)品含水量低、流動(dòng)性好、粉末均一性好、得粉率高等優(yōu)點(diǎn)，已廣泛應(yīng)用于食品、化工、醫(yī)藥等領(lǐng)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(duì)密度、溫度、成分，噴霧塔的進(jìn)風(fēng)溫度、進(jìn)料速度、霧化壓力，以及噴霧干燥操作的環(huán)境濕度等眾多因素均會(huì)對(duì)噴霧干燥效果產(chǎn)生重要影響，使得產(chǎn)品質(zhì)量難以控制[4,10-11]。

麥門冬湯屬國家中醫(yī)藥管理局2018年4月13日發(fā)布的《古代經(jīng)典名方目錄（第一批）》，該方始載于漢代“醫(yī)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(yǎng)肺胃、降逆下氣的功能，主治肺陰不足證和胃陰不足證[13]。現(xiàn)代藥理臨床應(yīng)用研究表明，麥門冬湯常用于治療慢性支氣管炎、支氣管擴(kuò)張癥、肺結(jié)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(guān)麥門冬湯制劑研究的報(bào)道。本研究以麥門冬湯提取濃縮液為模型，以QbD 理念為指導(dǎo)，采用Plackeet-Burmann 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)（PBD），從眾多影響因素中篩選噴霧干燥關(guān)鍵工藝參數(shù)，并用中心點(diǎn)復(fù)合設(shè)計(jì)（central composite design，CCD）實(shí)驗(yàn)對(duì)關(guān)鍵工藝參數(shù)進(jìn)行優(yōu)化，建立麥門冬湯提取液噴霧干燥工藝的數(shù)學(xué)模型和設(shè)計(jì)空間，為其相關(guān)制劑的進(jìn)一步開發(fā)提供依據(jù)。

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(jī)（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(fēng)干燥箱（上海精宏實(shí)驗(yàn)設(shè)備有限公司）；密度計(jì)（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(jīng)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(guān)項(xiàng)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(jié)果

2.1 麥門冬湯提取濃縮液的制備

參照《方劑學(xué)》（下冊(cè)）的處方劑量[13]，以及原國家衛(wèi)生部和中醫(yī)藥管理局頒發(fā)的《醫(yī)療機(jī)構(gòu)中藥煎藥室管理規(guī)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(duì)密度為1.12（65 ℃）的濃縮液樣品，保存?zhèn)溆谩?/p>

2.2 評(píng)價(jià)指標(biāo)及計(jì)算[4]

噴霧干燥期望的最優(yōu)結(jié)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(gè)指標(biāo)進(jìn)行評(píng)價(jià)。

2.2.1 浸膏粉得粉率計(jì)算 每組試驗(yàn)取含固量為40 g的濃縮液，置于磁力攪拌器上，按各試驗(yàn)組要求調(diào)節(jié)所需工藝參數(shù)，噴霧干燥結(jié)束后，在相對(duì)濕度為40%以下的環(huán)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(jì)算浸膏粉得粉率（Y1）。

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

2.3 數(shù)據(jù)處理

采用文獻(xiàn)報(bào)道的“歸一化法”，采用Hassan 法[21]分別對(duì)各指標(biāo)進(jìn)行數(shù)學(xué)轉(zhuǎn)換求“歸一值”，對(duì)于取值越大越好的指標(biāo)，歸一值計(jì)算公式為：di=(Yi-Ymin)/(Ymax-Ymin)；對(duì)于取值越小越好的指標(biāo)，歸一值計(jì)算公式為：di=(Ymax-Yi)/(Ymax-Ymin)；計(jì)算出各指標(biāo)di值后，對(duì)各指標(biāo)“歸一值”進(jìn)行處理，得總評(píng)“歸一值”（OD），計(jì)算公式為[22]：OD=（d1×d2…dn）1/n。其中，n為指標(biāo)個(gè)數(shù)。

2.4 Plackeet-Burmann實(shí)驗(yàn)篩選關(guān)鍵工藝參數(shù)

Plackeet-Burmann 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)可通過較少的試驗(yàn)從眾多影響因素中快速、準(zhǔn)確、高效地篩選出顯著因素，避免在后期的優(yōu)化試驗(yàn)中由于一些因素不顯著而浪費(fèi)資源[23-24]。經(jīng)查閱文獻(xiàn)[4,10,25]和前期預(yù)實(shí)驗(yàn)，采用Plackeet-Burmann 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)將藥液相對(duì)密度（A）、進(jìn)料速度（B）、進(jìn)風(fēng)溫度（C）、藥液溫度（D）和霧化壓力（E）5個(gè)工藝控制點(diǎn)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(shè)計(jì)實(shí)驗(yàn)，實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)及結(jié)果見表2、表3。

對(duì)Plackeet-Burmann 實(shí)驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行方差分析，結(jié)果見表4。可見，藥液相對(duì)密度（A）和進(jìn)料速度（B）對(duì)OD 值的影響有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05），即藥液相對(duì)密度（A）和進(jìn)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(gè)因素對(duì)OD 值的影響無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，在平常的實(shí)驗(yàn)中這3 個(gè)因素有常用的參數(shù)范圍：進(jìn)風(fēng)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(diǎn)復(fù)合設(shè)計(jì)實(shí)驗(yàn)優(yōu)化關(guān)鍵工藝參數(shù)

中心點(diǎn)復(fù)合設(shè)計(jì)實(shí)驗(yàn)是一種基于五水平的二階試驗(yàn)設(shè)計(jì)法，可以評(píng)價(jià)指標(biāo)和因素間的非線性關(guān)系，尤其是各因素之間的交互作用，實(shí)驗(yàn)次數(shù)少，實(shí)驗(yàn)效果理想[26]。基于Plackeet-Burmann 實(shí)驗(yàn)結(jié)果，采用中心點(diǎn)復(fù)合設(shè)計(jì)實(shí)驗(yàn)對(duì)藥液相對(duì)密度（A）和進(jìn)料速度（B）進(jìn)行工藝優(yōu)化。根據(jù)生產(chǎn)經(jīng)驗(yàn)，固定其他3個(gè)因素的水平分別為進(jìn)風(fēng)溫度185 ℃，藥液溫度25 ℃，霧化壓力0.5 MPa。采用Design Expert 8.0 軟件設(shè)計(jì)實(shí)驗(yàn)，實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)及結(jié)果見表5、表6。

表2 Plackeet-Burmann實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)因素水平表Table 2 The factors and levels of Plackeet-Burmann experimental design

表3 Plackeet-Burmann實(shí)驗(yàn)結(jié)果Table 3 Results of Plackeet-Burmann experiment

表4 Plackeet-Burmann實(shí)驗(yàn)的方差分析結(jié)果Table 4 Variance analysis results of Plackeet-Burmann experiment

根據(jù)表6 的數(shù)據(jù)，采用Design Expert 8.0 軟件分別對(duì)2 個(gè)CQA（Y1，Y2）及相應(yīng)CPP（A，B）分別進(jìn)行擬合，Y1和Y2的回歸方程見表7，相應(yīng)的方差分析見表8。Y1和Y2與藥液相對(duì)密度（A）、進(jìn)料速度（B）的響應(yīng)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(shù)分別為0.949 8、0.846 4，表明模型擬合程度較好；模型失擬項(xiàng)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(yīng)值Y1和Y2的實(shí)際值與預(yù)測(cè)值之間有較好的擬合度，表明該模型可用來預(yù)測(cè)麥門冬湯提取液的浸膏粉得粉率和含水量的實(shí)際情況。

對(duì)于Y1而言，藥液相對(duì)密度（A）的P值小于0.05，進(jìn)料速度（B）的P值大于0.05，說明因素A 對(duì)浸膏粉得粉率Y1有顯著影響，因素B 對(duì)Y1無顯著影響；AB 的P值大于0.05，說明AB 的交互作用對(duì)Y1影響不顯著。對(duì)于Y2而言，藥液相對(duì)密度（A）和進(jìn)料速度（B）的P值均小于0.05，說明因素A 和B 對(duì)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(duì)Y2影響不顯著。

由圖1、圖2可知，進(jìn)料速度在一定范圍時(shí)，藥液相對(duì)密度越低，得粉率越高；藥液相對(duì)密度在一定范圍時(shí)，進(jìn)料速度越低，含水量越低。

表5 中心點(diǎn)復(fù)合設(shè)計(jì)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)因素水平表Table 5 The factors and levels of central composite design experimental design

表6 中心點(diǎn)復(fù)合設(shè)計(jì)實(shí)驗(yàn)結(jié)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(yōu)度分析Table 8 Analysis of variance and goodness of fi

圖1 得粉率響應(yīng)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(yīng)面圖與等高線圖Figure 2 The response surface and contour plot of moisture content

2.6 設(shè)計(jì)空間建立

在設(shè)定的參數(shù)空間內(nèi)搜索同時(shí)滿足2 個(gè)目標(biāo)（得粉率＞60%，水分＜5%）的所有因素組合，即構(gòu)成設(shè)計(jì)空間，但由于模型的預(yù)測(cè)值與真實(shí)值之間存在一定差異，所以設(shè)計(jì)空間的邊界具有不確定性[27]。為了應(yīng)對(duì)設(shè)計(jì)空間邊界的不確定性，在定義設(shè)計(jì)空間時(shí)可加入置信水平α=0.05 的置信區(qū)間，將設(shè)計(jì)空間優(yōu)化，結(jié)果用Overlay polt展示，如圖3。

圖3中亮黃色區(qū)域?yàn)榧尤?5%置信區(qū)間后的設(shè)計(jì)空間，在此設(shè)計(jì)空間所有的點(diǎn)都符合工藝目標(biāo)的期望值，淺黃色區(qū)域?yàn)樵O(shè)計(jì)空間內(nèi)不可靠的部分，在此空間的所有點(diǎn)有5%的概率無法滿足工藝目標(biāo)。因設(shè)計(jì)空間并不規(guī)則，不便對(duì)二者進(jìn)行嚴(yán)格控制，為了便于操作，推薦的操作空間范圍藥液相對(duì)密度為1.04～1.05，進(jìn)料速度為28%～32%。

2.7 驗(yàn)證實(shí)驗(yàn)

圖3 加入95%置信區(qū)間的噴霧干燥工藝設(shè)計(jì)空間Figure 3 Spray drying process design space with 95%confidence interval

選取5個(gè)新的實(shí)驗(yàn)點(diǎn)進(jìn)行驗(yàn)證實(shí)驗(yàn)，以檢驗(yàn)所建模型的預(yù)測(cè)能力。實(shí)驗(yàn)點(diǎn)過程參數(shù)及結(jié)果見表9。對(duì)表9中浸膏粉得粉率和含水量的實(shí)測(cè)值與預(yù)測(cè)值進(jìn)行獨(dú)立樣品t檢驗(yàn)比較，結(jié)果見表10。可見，顯著性均大于0.05，表明實(shí)測(cè)值與預(yù)測(cè)值差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，2個(gè)模型均具有較好的預(yù)測(cè)性。

表9 驗(yàn)證實(shí)驗(yàn)結(jié)果Table 9 The results of verification test

表10 預(yù)測(cè)值與實(shí)測(cè)值獨(dú)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(yùn)用“設(shè)計(jì)空間”的方法優(yōu)化麥門冬湯提取液噴霧干燥工藝，設(shè)計(jì)空間是能保證工藝品質(zhì)的關(guān)鍵物料屬性和工藝參數(shù)的范圍組合，在設(shè)計(jì)空間范圍內(nèi)的工藝參數(shù)變化不影響藥品質(zhì)量，設(shè)計(jì)空間的意義在于增加工藝參數(shù)設(shè)置的靈活性，減少不必要的監(jiān)管[28]。研究過程中采用PBD 和CCD 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)優(yōu)選出了藥液相對(duì)密度和進(jìn)料速度2 個(gè)關(guān)鍵工藝參數(shù)（CPPs），得到了麥門冬湯提取液噴霧干燥工藝的設(shè)計(jì)空間，并進(jìn)行了驗(yàn)證，驗(yàn)證結(jié)果表明工藝參數(shù)在該設(shè)計(jì)空間內(nèi)能保證麥門冬湯提取液噴霧干燥過程和產(chǎn)品質(zhì)量的穩(wěn)定。相比固定工藝參數(shù)，設(shè)計(jì)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(qū)間后，設(shè)計(jì)空間的穩(wěn)定性和可靠性得到提高，有效降低了產(chǎn)品質(zhì)量的可變性。

QbD 理念是當(dāng)前國際藥品質(zhì)控水平的先進(jìn)理念，將其運(yùn)用于中藥制劑工藝的研發(fā)，有助于增加對(duì)產(chǎn)品特性的全面了解和對(duì)生產(chǎn)過程的可靠控制。運(yùn)用科學(xué)的試驗(yàn)方法構(gòu)建設(shè)計(jì)空間，可提升產(chǎn)品質(zhì)量的穩(wěn)定性和均一性，有利于提高中藥制劑的整體質(zhì)量水平。