響應面法優化肉蓯蓉酒蒸工藝

杲 東

（南京市浦口區中醫院藥劑科 江蘇 南京 211800）

肉蓯蓉為《中國藥典》收載的中藥[1]，其干燥的肉質鱗莖常做中藥“大蕓”入藥，被譽為“沙漠人參”[2-3]。臨床上常用黃酒炙肉蓯蓉，以增強其補腎壯陽的功效[4]。翻看2020 版《中國藥典》，發現對酒炙肉蓯蓉的相關描述少之又少，對其酒蒸工藝的介紹更是一帶而過。查閱相關文獻，劉雯霞[5]采用正交試驗研究管花肉蓯蓉的酒蒸工藝，但受限于正交試驗方法的拘束，其對工藝的研究受限。近年來，隨著正交試驗的改進方法—響應面法的流行，其本身具有精度高、效率高等特點[6-8]。因此，本文采用響應面法探討其酒蒸炮制工藝，為肉蓯蓉的酒蒸工藝提供指導。

1.材料與儀器

肉蓯蓉購買于安徽省亳州市康美中藥材市場，產于內蒙古巴彥淖爾盟阿拉善旗，經安徽中醫藥大學方成武教授鑒定為肉蓯蓉的干燥品。本試驗開始于2020 年6 月，于2020 年9 月完成。對照品松果菊苷、毛蕊花糖苷（批號分別為82854-37-3、61276-17-3，成都普菲德生物技術有限公司），質量分數≥98%；水為純凈水，黃酒（紹興市圣御山酒業有限公司），其他試劑均為分析純。Waters Acquity 液相色譜儀，PDA 檢測器。

1.2 方法

1.2.1 含量測定 指標成分松果菊苷、毛蕊花糖苷的測定按照2020 版《中國藥典》中的方法進行，HPLC法按照通則0512 準備。

1.2.2 線性關系考察 將松果菊苷和毛蕊花糖苷的對照品混合，分別取1、3、5、7、9 mL 于10 mL 量瓶中，剩余用50%甲醇填滿容積。吸取10 μL，按2020 版《中國藥典》中的含量測定方法進行測定。橫坐標（X）選擇質量濃度，縱坐標（Y）為峰面積，得回歸方程分別為松果菊苷Y= 125 157X-217 30，r= 0.999 2，毛蕊花糖苷Y= 194 817X-338 61，r= 0.998 3。

1.2.3 方法學考察 （1）精密度考察。精密吸取混合對照品溶液20 μL，重復6 次進樣，計算松果菊苷、毛蕊花糖苷的峰面積RSD 值分別為0.42%、0.27%，表明儀器精密度良好。（2）重復性試驗。取同一份肉蓯蓉樣品6 份，測定對應的峰面積。結果松果菊苷、毛蕊花糖苷的質量分數的平均值分別為0.33%、0.61%，RSD 值分別為0.79%、2.27%，表明此方法重復性較好。（3）穩定性試驗。吸取肉蓯蓉提取液，于0、2、4、8、12、24、48 h 測定松果菊苷、毛蕊花糖苷的峰面積，RSD 分別為0.82%、1.73%。表明48 h 內肉蓯蓉的成分穩定。（4）加樣回收率試驗。取6 份1 g 已知含量的肉蓯蓉樣品，加入混合對照品溶液（松果菊苷、毛蕊花糖苷分別加2.12、3.52 mg/mL），用50%甲醇補足至50 mL，測得平均回收率分別為98.31%、101.39%，RSD 分別為2.17%、2.22%，加樣回收率良好。

1.2.4 樣品含量測定 按單因素變量的要求將酒蒸后的肉蓯蓉樣品分成3 份，按“2.1”項方法測定其對應的峰面積，重復測定3 次，取均值計算含量。

1.2.5 數據標準化處理 為了降低高含量成分對低含量成分造成的掩蓋，將測定的成分數據進行Z-score標準化處理[9]，之后將標準化的值相加為綜合評分。標準化值=（含量-算術平均數）/標準差。

2.結果

2.1 單因素分析

將標準化處理過后數據的綜合評分作為考察指標，考察酒蒸肉蓯蓉過程中蒸制時間、料液比、飲片厚度、黃酒度數對其有效成分含量的影響。

2.1.1 蒸制時間對綜合評分的影響 根據表1 的條件進行單因素試驗設計，每組進行3 次重復測定，采用Z-score 標準化處理數據（表2），取3 次測量的均值作為含量，得出綜合評分。當蒸制40 min 時，綜合評分達到最大值。當蒸制100 min 時，綜合評分為負數。說明，有效成分含量受蒸制時間的影響較大，所以選擇40 min為最佳蒸制時間。

表1 單因素分析

表2 單因素結果

2.1.2 料液比對綜合評分的影響 根據表1 條件進行單因素試驗設計，每組進行3 次重復測定，采用Z-score 標準化處理數據（表2），取3 次測量均值作為含量，得出綜合評分。料液比在3 時達到最大值。推測隨著料液比的增加，有效成分能更充分地溶解在乙醇中。后續隨著料液比的增加，其含量變化不顯著。因此，最佳料液比為3。

2.1.3 飲片厚度對綜合評分的影響 根據表1 條件進行單因素試驗設計，每組進行3 次重復測定，采用Z-score 標準化處理數據表2，取3 次測量的均值作為含量，得出綜合評分。4 mm 為酒蒸肉蓯蓉最佳的切制厚度。一方面，酒蒸后的肉蓯蓉黏性大，切制的厚度較薄，其飲片易黏結成團。切制較厚，不易蒸至透心。因此，選擇4 mm 為最佳切片厚度。

2.1.4 黃酒度數對綜合評分的影響 根據表1 條件進行單因素試驗設計，每組進行3 次重復測定，采用Z-score 標準化處理數據，見表2。取3 次測量均值作為含量，得出綜合評分。綜合評分隨黃酒的度數呈先上升后下降的趨勢。當黃酒為12%vol 時，有效成分提取最多。但考慮到乙醇易揮發，難以控制蒸制時相應的變量。因此，不將黃酒度數作為變量進行檢測。

2.2 響應面法優化肉蓯蓉酒蒸工藝試驗

2.2.1 試驗設計與結果 響應面法試驗設計為：3 個自變量為蒸制時間（A）、料液比（B）、飲片厚度（C），響應值（R）為2 種指標性成分含量的綜合評分，見表3。

表3 響應面試驗設計

2.2.2 模型顯著性分析 按照軟件Design-Expert 8.0.6.1 所生成的表格依次輸入對應綜合評分的值，軟件擬合所得二次多項式回歸方程，輸出的二次多元回歸方程為R= 2.36 ＋0.41A-1.29B-0.28C＋0.17AB-0.49AC-0.26BC-1.38A2-2.17B2-1.42C2，決定系數（r2）=0.975 7，調整系數為0.994 4，表明根據輸出入的值所擬合得方程較好，試驗誤差較小，此軟件建立的模型可用于松果菊苷和毛蕊花糖苷兩種成分含量的綜合評分的分析和預測。由表4 的方差分析可知，該模型極顯著（P＜0.001），失擬項不顯著（P= 0.742 7）。回歸方程的顯著性表明，一次項A、B，交互項AC，二次項A2、B2、C2有極強的顯著性。綜上所述，3 個自變量因素對綜合評分影響為料液比（B）＞蒸制時間（A）＞飲片厚度（C）。

表4 方差分析效果

2.2.3 肉蓯蓉酒蒸最佳工藝參數預測 由圖1 可知，響應面的顏色和傾斜度分別反映各因素對響應值的變化趨勢和影響程度，響應面曲面圖顏色越深，表明其數值的變化趨勢越明顯，傾斜度越陡峭，表明其單個因素對綜合評分的影響越大[10-12]。根據Design-Expert 8.0.6.1軟件選擇綜合評分最大值為3.58 時，最優蒸制工藝參數為蒸制時間58 min，料液比2.51，飲片厚度3.51 mm。

圖1 肉蓯蓉酒蒸工藝優化響應面圖

2.3 驗證實驗

驗證本試驗數據可靠性和真實度。為了方便實際炮制工藝的操作，將參數調整為蒸制時間58 min，料液比2.5，飲片厚度3.5 mm，重復3 次，取平均值。結果松果菊苷和毛蕊花糖苷的綜合評分為3.47，與預測值3.58相差3.07%，RSD值為1.21 說明肉蓯蓉酒蒸工藝的優化參數切實可行，酒蒸工藝可靠，穩定。

3.討論

在2020 版《中國藥典》中，肉蓯蓉的酒蒸炮制工藝雖有記載，但具體工藝參數未告知。因此，從中藥飲片炮制的規范性和均一性角度考慮，肉蓯蓉的酒蒸炮制工藝需得到進一步完善。為了本試驗工藝的嚴謹性，HPLC的各項儀器選用的檢測指標均采用藥典指標進行試驗。黃酒中的乙醇含量隨著加熱會快速揮發，不利于控制相關變量，因此為了試驗的嚴謹性，將單因素試驗中的黃酒度數這一變量刪除。

綜上所述，試驗先對4 個單因素進行篩選，選擇最合適的3 個因素，并確定最適當的3 個水平。分別對蒸制時間、料液比、飲片厚度3 個因素進行考察，同時將松果菊苷和毛蕊花糖苷含量進行Z-score 標準化處理后再相加作為綜合評分的響應值，通過響應面法得出最佳的工藝參數為蒸制時間58 min，料液比2.51，飲片厚度3.51 mm，并驗證了酒蒸炮制工藝的可靠性。肉蓯蓉在此酒蒸工藝條件下進行炮制更有利于提高其相應的藥效成分，增加補腎壯陽的功效，從而為標準化肉蓯蓉炮制工藝提供一些指導。