響應面法結合熵權法優選麥門冬湯顆粒的干法制粒工藝

莫秋怡，施文婷，徐東婷，嚴玉晶，崔婷，孫冬梅，梁志毅（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）

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）》，始載于漢代“醫圣”張仲景所著《金匱要略·卷上·肺痿肺癰咳嗽上氣病脈證治第七》[1]。該方由麥冬、半夏、人參、甘草、粳米、大棗組成，具有滋養肺胃、降逆下氣的功效，原治虛熱肺痿，后世亦用于肺陰不足或胃陰不足證[2]。現代藥理臨床應用研究表明，麥門冬湯具有治療慢性萎縮性胃炎、抗呼吸道炎癥及鎮咳、干預肺纖維化、抗腫瘤及免疫增強等作用，臨床多用于治療慢性胃炎、硅沉著病、肺纖維化、肺癌、多病因咳嗽等[3]。

目前，關于麥門冬湯的研究多集中在藥理作用、臨床應用等方面[3-7]，尚未見麥門冬湯相關制劑研究的報道，面對古今制劑方式的更迭以及現代市場應用的需求，對麥門冬湯顆粒的成型工藝進行研究具有重要意義。中藥制粒技術主要有濕法制粒、干法制粒、流化噴霧制粒等，濕法制粒歷史悠久，至今仍被廣泛應用；干法制粒則是近年才出現的新型制粒技術，相比于濕法制粒節省了軟材，簡化了干燥過程，具有效率高、制粒過程不受熱、成品不易吸潮、質量穩定，顆粒崩解性與溶出性好、含藥量高等特點[8-9]，特別適合以中藥浸膏粉直接制粒。麥門冬湯處方中麥冬和大棗含有大量糖苷類物質，在制粒過程中易黏機，顆粒一次成型率較低，且易產生花顆粒，造成資源浪費。輔料是影響顆粒劑質量的重要因素，輔料的種類選擇及配比直接影響顆粒劑的成型難易、溶出速度等。因此，本研究先通過單因素試驗對輔料種類及配比進行篩選，再通過Box-Behnken 試驗對麥門冬湯顆粒的干法制粒工藝參數進行優化，根據熵權法確定各指標權重，并進行綜合評分，優選出干法制粒的最佳工藝參數，為麥門冬湯顆粒的產業化生產提供數據支持。

1 儀器與試藥

1.1 儀器

LGS20 型干法制粒機（南京迦南科技有限公司），TDL-4000C 低速壹式大容量離心機（上海安亭科學儀器廠），ME204E 型萬分之一天平（瑞士METTLER TOLEDO 公司），DHG-9146A 型電熱恒溫鼓風干燥箱（上海精宏試驗設備有限公司），CS-2A+型脆碎度測定儀（天津市精拓儀器有限公司），JJ200B 型電子天平（常熟市雙杰測試儀器廠），CR 不銹鋼標準篩（上海宜昌儀器紗篩廠）。

1.2 試藥

麥芽糊精（批號：2019110751，吉林中糧生化能源銷售有限公司），糊精（批號：190114C，曲阜市天利藥用輔料有限公司），乳糖（批號：20200112，珠海安寶健藥業有限公司），可溶性淀粉（批號：210108，安徽山河藥用輔料股份有限公司），麥門冬湯浸膏粉（廣東一方制藥有限公司制備，純浸膏粉每克相當于生藥1.92 ～2.08 g）。

2 方法與結果

2.1 麥門冬湯顆粒的制備

將麥門冬湯浸膏粉與一定比例的輔料混合均勻，調節壓輪壓力、壓輪頻率和送料頻率后，將混勻的物料置于干法制粒機中壓成片狀物，再破碎成顆粒，整粒即得[10]。

2.2 評價指標測定方法

2.2.1 一次成型率[11]將顆粒依次通過一號篩和五號篩，稱定能通過一號篩但不能通過五號篩的顆粒的質量，計算一次成型率。一次成型率（%）＝通過一號篩但不通過五號篩的顆粒質量/送料質量×100%。

2.2.2 吸濕率[12]參照藥物引濕性試驗指導原則（2020年版《中國藥典》四部通則9103）測定。

2.2.3 溶化率[13]取顆粒約0.5 g，精密稱定，置20 mL 離心管中，精密加入10 mL 沸水，振蕩攪拌3 min 后，4000 r·min-1離心10 min，棄去上清液，加入適量水將殘渣溶解并轉移至蒸發皿中，水浴蒸干，于105 ℃烘箱內干燥3 h，置干燥器中冷卻30 min，迅速稱定質量，計算溶化率。溶化率（%）＝（總顆粒質量-殘渣質量）/總顆粒質量×100%。

2.2.4 脆碎度[10]取適量顆粒依次通過二號篩和四號篩，取能通過二號篩但不能通過四號篩的顆粒適量，稱定質量（m1），置于脆碎度測定儀中，設定轉速為35 r·min-1，轉動4 min，取出，過四號篩，精密稱定未過四號篩的顆粒質量（m2），計算脆碎度。脆碎度（%）＝（m1-m2）/m1×100%。

2.3 權重系數的考察[14]

熵權法是根據指標的變異程度來確定客觀權重，若某個指標的信息熵越小，表明該指標值變異程度越大，能提供的有效信息就越多，其權重也就相應變大，反之則變小。

① 數據標準化：針對定量指標數據，考慮到數量級不同，對指標進行無量綱化處理。本研究采用Hassan 法[15]分別對各指標進行數學轉換求“歸一值”，計算公式如下：

對于取值越大越好的指標：Yij＝（xij-min{xij}）/（max{xij}-min{xij}）對于取值越小越好的指標：Yij＝（max{xij}-xij）/（max{xij}-min{xij}）

② 對標準化數據進行歸一化：即計算第j項指標下第i項評價項目指標值所占的比重（fij）。

③ 計算各指標的信息熵：根據信息論中信息熵的定義，信息熵Ej公式如下：

當fij＝0，考慮到lnfij無意義，因此，對fij的計算進行修正，將其定義為④ 計算各指標的熵權系數：根據Ej的計算公式計算出各個指標的Ej為E1，E2，……，Em。通過Ej計算各指標的權重。

2.4 輔料種類的篩選

本試驗將對麥芽糊精、乳糖、糊精、可溶性淀粉進行考察，按浸膏粉和輔料為3∶1、2∶1、1∶1 的配比設置了12 組試驗，固定干法制粒參數（壓輪壓力12 MPa，送料頻率16 r·min-1，壓輪頻率3 r·min-1），經制粒后整粒成型，分別測定各組試驗的一次成型率、吸濕率、溶化率和脆碎度。由熵權法計算得到一次成型率、吸濕率、溶化率和脆碎度的權重分別是0.35、0.24、0.26 和0.15，按綜合評分＝一次成型率×0.35+吸濕率×0.24+溶化率×0.26+脆碎度×0.15，計算各組試驗的綜合評分。結果見表1，由表1可知，當浸膏粉和乳糖的配比為1∶1 時，綜合評分最高，故確定最優輔料及加入比例為浸膏粉∶乳糖＝1∶1。

表1 輔料種類及用量考察結果Tab 1 Type and dosage of excipient

2.5 Box-Behnken 設計-響應面法設計試驗

2.5.1 試驗設計及結果 本試驗選擇影響干法制粒的主要工藝參數壓輪壓力、送料頻率、壓輪頻率[16]，為影響因素，以一次成型率、吸濕率、溶化率、脆碎度的綜合評分作為響應值進行Box-Behnken 試驗設計。由熵權法計算得到一次成型率、吸濕率、溶化率和脆碎度的權重分別是0.38、0.13、0.24 和0.25，按綜合評分＝一次成型率×0.38+吸濕率×0.13+溶化率×0.24+脆碎度×0.25，計算各組試驗的綜合評分，試驗設計及結果見表2、3。

表2 Box-Behnken 試驗設計因素水平Tab 2 Factor and level of Box-Behnken test design

表3 Box-Behnken 試驗設計及結果Tab 3 Box-Behnken test design and results

2.5.2 模型擬合與方差分析 利用Design Expert 8.0.6 軟件對試驗數據進行二次多元回歸擬合，得到綜合評分對編碼自變量的二次多元回歸方程Y＝0.54+0.09A-0.18B-0.019C-0.096AB-0.12AC+0.046BC-0.17A2+0.1B2-0.028C2，方差分析結果見表4。

由表4可知，模型P＝0.0061 ＜0.01，表明該方程模型顯著性高，擬合度良好；失擬項P＝0.1343 ＞0.05，表明失擬項不顯著，未知因素對試驗結果干擾小；決定系數R2＝0.9108，進一步表明模型的擬合度和可信度良好；精密度＝10.153 ＞4，說明此模型的精密度較好，因此可用此模型對麥門冬湯干法制粒工藝進行分析和預測。由F值可知，各因素對綜合評分影響大小順序為：送料頻率＞壓輪壓力＞壓輪頻率，A、B對綜合評分影響顯著；交互項中，僅AC交互作用影響顯著；二次項中，僅A2影響顯著；說明各因素與綜合評分之間并非簡單的線性關系。

表4 擬合回歸方程的方差分析結果Tab 4 Analysis of variance results of the fitted regression equation

2.5.3 響應面各因素交互作用分析 通過Design-Expert 8.0.6 軟件處理，得到兩因素間的交互作用響應面分析圖，如圖1～3。

圖1響應曲面較平滑，說明AB 之間交互作用影響不顯著；當送料頻率不變時，綜合評分隨壓輪壓力的增大表現為先上升后下降；當壓輪壓力不變時，綜合評分隨送料頻率的增大表現為先下降后上升。

圖1 壓輪壓力與送料頻率對綜合評分的響應面及等高線圖Fig 1 Response surface and contour map of rolling pressure and feeding speed to the comprehensive score

圖2的響應曲面較陡峭，等高線呈橢圓形，說明AC 之間交互作用影響顯著；當壓輪頻率較小時，綜合評分隨壓輪壓力的增大而增加；當壓輪頻率達到一定值后，綜合評分隨壓輪壓力的增加表現為先上升后下降；當壓輪壓力較小時，綜合評分隨壓輪頻率的增大而增加；當壓輪壓力達到一定值后，綜合評分隨壓輪頻率的增大而減小。

圖2 壓輪壓力與壓輪頻率對綜合評分的響應面及等高線圖Fig 2 Response surface and contour map of rolling pressure and rolling speed to the comprehensive score

圖3的響應曲面較平緩，說明BC 之間交互作用影響不顯著。當壓輪頻率不變時，綜合評分隨送料頻率的增大表現為先下降后趨于平緩；當送料頻率不變時，隨壓輪頻率的增大，綜合評分變化不明顯。

圖3 送料頻率與壓輪頻率對綜合評分的響應面及等高線圖Fig 3 Response surface and contour map of feeding speed and rolling speed to the comprehensive score

2.6 驗證試驗

利用Design Expert 8.0.6 軟件，由回歸模型進行預測分析，綜合評分最大預測值為0.997，最優工藝條件為壓輪壓力15.6 MPa，送料頻率20 r·min-1，壓輪頻率3 r·min-1。在此條件下，進行3 組驗證試驗，見表5。3 組驗證試驗綜合評分均值為0.916，RSD為1.4%，與預測值的偏差為8.1%，說明建立的模型預測性良好，優化的工藝穩定可行。

表5 驗證試驗結果Tab 5 Verification test

3 討論

中藥制劑常用的輔料有麥芽糊精、可溶性淀粉等[17]，本試驗通過單因素試驗篩選出最佳輔料配比為浸膏粉∶乳糖＝1∶1，乳糖具有良好的流動性、溶化性、成型性和較弱的吸濕性，使用乳糖作為輔料可以提高顆粒的成型率、溶出率和降低顆粒的吸濕性，保證臨床療效。

本研究采用Box-Behnken 試驗優選麥門冬湯顆粒的干法制粒工藝[18-19]，結果表明，建立的二次多元回歸方程的擬合度和可信度良好，通過回歸方程進行預測，得到最優工藝條件為壓輪壓力15.6 MPa，送料頻率20 r·min-1，壓輪頻率3 r·min-1。同時，采用熵權法計算各指標的權重可以使評分結果更科學、合理、接近實際情況，避免了主觀因素對試驗結果造成誤差。

本研究制得的麥門冬湯顆粒外觀性狀均勻，流動性、溶化性較好，吸濕性較低，改善了浸膏粉的流動性、飛散性、吸濕性以及直接應用的局限性，并通過驗證試驗確定響應面法優選的干法制粒工藝穩定可行，可為麥門冬湯顆粒的工業化生產提供參考。