Box-Behnken設計-響應面法結合基準關聯度和AHP-熵權法優化經典名方小承氣湯的提取工藝

趙玥瑛，王昌海，張澤康，張 晴，郭明雪，孫 萌，席 鋮，楊雪穎，董 爽，張馨雨，杜守穎，陸 洋，白 潔

Box-Behnken設計-響應面法結合基準關聯度和AHP-熵權法優化經典名方小承氣湯的提取工藝

趙玥瑛，王昌海，張澤康，張 晴，郭明雪，孫 萌，席 鋮，楊雪穎，董 爽，張馨雨，杜守穎，陸 洋*，白 潔*

北京中醫藥大學中藥學院，北京 102488

應用Box-Behnken設計-響應面法，結合基準關聯度和層次分析法（analytic hierarchy process，AHP）-熵權法優化經典名方小承氣湯的提取工藝。以蘆薈大黃素和大黃酚、厚樸酚、辛弗林含量、出膏率及指紋圖譜相似度為關鍵質量屬性（critical quality attributes，CQAs），以加水倍量、提取時間、提取次數為關鍵工藝參數（critical process parameters，CPPs），采用單因素實驗確定各因素水平，Box-Behnken設計優化提取工藝參數并進行驗證。最后，計算不同提取參數的各評價指標下各樣品與基準樣品的基準關聯度，采用AHP-熵權法確定各種評價指標的權重系數，進行綜合評分，預測最佳提取工藝。方差分析結果顯示，2次項回歸模型的方差顯著（＜0.01），且失擬值不顯著，表明所建模型具有統計學意義，各因素與響應值之間的關系可以用所建模型進行函數化。確定最佳提取工藝為全方飲片加6倍量水，提取30 min，提取1次。平行3次的驗證試驗綜合評分均值為95.37，RSD為2.31%，且符合基準樣品質控標準。基于質量源于設計（quality by design，QbD）理念、基準關聯度和AHP-熵權法篩選的經典名方小承氣湯提取工藝參數穩健可靠，同時為其他經典名方的制備工藝開發提供了參考。

質量源于設計；經典名方；小承氣湯；Box-Behnken設計-響應面法；基準關聯度；層次分析法-熵權法；蘆薈大黃素；大黃酚；厚樸酚；辛弗林；指紋圖譜；關鍵質量屬性；關鍵工藝參數

經典名方小承氣湯（Xiaochengqi Decoction）出自《傷寒論》（東漢·張仲景），被收載于《古代經典名方目錄（第一批）》[1]。全方由大黃、厚樸、枳實3味藥組成，具有瀉熱通便、消脹除滿的功效，主治痞、滿、實而不燥之陽明腑實證，癥見潮熱、譫語、大便不通，效果顯著[2]。現代應用主要集中在便秘[3-6]、術后胃腸功能紊亂[7-10]、和術后早期炎性腸梗阻[11-12]。臨床上熱性感染性疾病中期，如大葉性肺炎、流行性腦膜炎等出現便秘，胸腹脹滿，高熱譫語，口渴，舌苔老黃等實熱癥候時，用小承氣湯酌加清熱解毒之品，收效頗著[13]。

經典名方中藥復方制劑的開發需基于基準樣品的質量標準，應保證關鍵質量屬性與基準樣品的一致性。但由于工業化生產時提取方式、提取容器等的變化以及受成本、效率的影響，提取時間可能發生較大改變，導致中試產品和基準樣品的質量不一致，因此，實現現代提取工藝與傳統制法的質量一致性是經典名方研究的關鍵所在，需統籌考慮提取工藝各因素對關鍵質量屬性的影響。質量源于設計（quality by design，QbD）是一種系統的研發方法，需要在可靠的科學和質量風險管理基礎上，預先定義好目標，強調對產品和工藝的理解以及對工藝的控制[14-15]。本研究采用基準關聯度（standard relation，SR）來評價現代提取工藝下各樣品與基準樣品間質量的一致性，SR值越接近100%，則該樣品與基準樣品越接近。層次分析法（analytic hierarchy process，AHP）-熵權法將主觀賦權法和客觀賦權法相結合，用于確定不同測定指標的權重系數，所得評價結果更加真實科學[16]。本研究基于QbD理念篩選小承氣湯的最優提取工藝參數。計算不同提取參數的各種評價指標下各樣品與基準樣品的基準關聯度，采用AHP-熵權法確定各評價指標的權重系數，進行綜合評分，結合Box-Behnken響應面法進行模型預測，以保證在所篩選的提取工藝參數下制備的樣品與基準樣品保持質量一致，確保提取工藝的穩定可靠，為小承氣湯的后續開發和工業化生產夯實基礎。

1 儀器與試藥

1.1 儀器

WT3003型電子天平，杭州萬特衡器有限公司；JM-B10002型電子天平，余姚市紀銘稱重校驗設備有限公司；BSA 224S型電子分析天平、BT 125D型電子分析天平，賽多利斯科學儀器（北京）有限公司；HH-6型電熱恒溫水浴鍋，北京科偉永興儀器有限公司；DZF-6051型真空干燥器，北京利康達圣科技有限公司；BY-400C-1型醫用離心機、G20型醫用離心機，北京白洋醫療器械有限公司；SHB-III型循環水式多用真空泵，鄭州長城科工貿有限公司；DHG-9140 A型電熱恒溫鼓風干燥箱，上海一恒科學儀器有限公司；KQ5200DA型數控超聲波清洗器，昆山市超聲儀器有限公司；DZTW型電子調溫電熱套500 mL，北京中儀泓瑞科技發展有限公司；MH-2000可調式電熱套2000 mL、MH-3000可調式電熱套3000 mL、MH-5000可調式電熱套5000 mL，北京科偉永興儀器有限公司；Thermo UItimate 3000高效液相色譜儀，DAD檢測器，CM7.2色譜工作站，賽默飛世爾科技（中國）有限公司。

1.2 試藥

酒洗大黃飲片（批號1-21030301，產地四川阿壩縣）、姜厚樸飲片（批號1-20042001，產地陜西城固縣）、清炒枳實飲片（批號1-21030601，產地湖南漢壽縣），均購自河北萬歲藥業有限公司，分別經北京中醫藥大學中藥鑒定系劉春生教授鑒定為蓼科大黃屬植物藥用大黃Baill.的干燥根和根莖，木蘭科木蘭屬植物厚樸Rehd. et Wils.的干燥干皮、根皮及枝皮和蕓香科柑橘屬植物酸橙L.的干燥幼果的炮制加工品。

對照品蘆薈大黃素（批號110795-202011，質量分數97.5%）、大黃酚（批號110796-201922，質量分數99.4%）、厚樸酚（批號110729-202015，質量分數99.0%）、辛弗林（批號110727-202110，質量分數99.8%），中國食品藥品檢定研究院。

乙腈、甲醇，色譜級，美國Fisher公司；純凈水，杭州娃哈哈集團有限公司；甲酸，色譜級，天津市大茂化學試劑廠；去離子水。

2 方法與結果

2.1 小承氣湯提取液的制備[17]

稱取酒洗大黃55.2 g、姜厚樸27.6 g、清炒枳實39.0 g，加入一定倍量的去離子水，加熱回流提取，用1層300目尼龍篩網濾過，調整濾液體積至適宜體積即得小承氣湯。

2.2 小承氣湯指標成分的含量測定

2.2.1 對照品溶液的制備 精密稱取蘆薈大黃素對照品3.63 mg、大黃酚對照品5.59 mg、厚樸酚對照品6.62 mg，用甲醇充分溶解后轉移至25 mL量瓶中；精密稱取辛弗林對照品9.47 mg，用甲醇充分溶解后轉移至25 mL量瓶中；分別加甲醇溶解定容至刻度，配成質量濃度分別為141.57、222.26、262.15、378.04 μg/mL的對照品母液。再精密移取1 mL母液至25 mL量瓶中，加甲醇溶解定容至刻度，配成質量濃度分別為5.66、8.89、10.49、15.12 μg/mL的對照品溶液。

2.2.2 供試品溶液的制備[17]移取小承氣湯提取液3 mL于15 mL離心管內，加入7 mL甲醇，搖勻后，5000 r/min離心10 min，取上清液過0.45 μm微孔濾膜，即得供試品溶液1。精密移取上述離心后的上清液5 mL，通過聚酰胺柱（60～90目，2.5 g，內徑1.5 cm，干法裝柱），用水20 mL洗脫，收集洗脫液于25 mL量瓶內，加水定容搖勻，過0.45 μm微孔濾膜，得供試品溶液2。

2.2.3 色譜條件[17]

（1）供試品溶液1：色譜柱為Thermo Hypersil Gold C18（250 mm×4.6 mm，5 μm）柱；流動相為乙腈-0.1%甲酸水溶液，洗脫梯度：0～10 min，15%乙腈；10～30 min，15%～20%乙腈；30～95 min，20%～30%乙腈；95～135 min，30%～60%乙腈；135～140 min，60%～95%乙腈；體積流量1 mL/min；檢測波長為260 nm；柱溫30 ℃；進樣體積20 μL。

（2）供試品溶液2：色譜柱為Thermo Umisil C18（250 mm×4.6 mm，5 μm）柱；流動相為甲醇-磷酸二氫鉀溶液（取磷酸二氫鉀0.6 g，十二烷基磺酸鈉1.0 g，冰醋酸1 mL，加水溶解并稀釋至1000 mL），等度洗脫：0～20 min，51%甲醇；體積流量為1 mL/min；檢測波長為275 nm；柱溫30 ℃；進樣體積30 μL。

2.3 出膏率的測定

將小承氣湯提取液濃縮到相對密度1.20～1.25，再轉移至已恒定質量的250 mL蒸發皿中，水浴蒸干，60 ℃真空干燥72 h，即得小承氣湯干膏粉，計算出膏率（出膏率＝/，為小承氣湯干膏粉的質量，為全方飲片質量）。

2.4 指紋圖譜的測定[17]

2.4.1 供試品溶液的制備 同“2.2.2”項下供試品溶液1的制備方法。

2.4.2 色譜條件 同“2.2.3”項下供試品溶液1的色譜條件。

2.5 提取工藝研究

2.5.1 單因素考察

（1）加水量：稱取全方飲片置于圓底燒瓶中，分別加水6、8、10、12、14、20倍，加熱回流1 h，依法測定蘆薈大黃素和大黃酚、厚樸酚、辛弗林含量及出膏率，平行操作3份，根據實驗結果平均值確定加水倍量的低水平和高水平。由表1可知，加6～14倍量水時，各指標整體呈上升趨勢，超過14倍量水后趨于平穩，故選加水量為6倍和14倍。

（2）提取時間：稱取全方飲片置于圓底燒瓶中，加水8倍，分別回流提取30、60、90、120、150 min，依法測定蘆薈大黃素和大黃酚、厚樸酚、辛弗林含量及出膏率，平行操作3份，根據實驗結果平均值確定提取時間的低水平和高水平。由表2可知，提取時間為30～120 min時，除90 min的蘆薈大黃素和大黃酚含量低于60 min外，其他指標均呈上升趨勢，超過120 min后，蘆薈大黃素和大黃酚、厚樸酚的含量下降，辛弗林含量增加，出膏率無明顯變化，故選提取時間為30 min和120 min。

表1 加水量對指標成分含量和出膏率的影響

Table 1 Effects of water addition on index component content and paste-forming rate

加水量/倍質量分數/(mg?g?1)出膏率/% 蘆薈大黃素和大黃酚厚樸酚辛弗林 60.110.090.3414.55 80.160.120.3616.18 100.200.150.4417.66 120.200.190.4818.41 140.250.200.4818.37 200.250.250.5118.64

表2 提取時間對指標成分含量和出膏率的影響

Table 2 Effects of extraction time on index component content and paste-forming rate

提取時間/min質量分數/(mg?g?1)出膏率/% 蘆薈大黃素和大黃酚厚樸酚辛弗林 300.160.090.2814.82 600.160.120.3616.18 900.150.130.4417.19 1200.190.160.4920.17 1500.180.140.5920.18

2.5.2 基準樣品的制備 小承氣湯出自東漢張仲景所著的《傷寒論》，原文記載制法為“上三味，以水四升，煮取一升二合，去滓，分溫二服”[2]。綜合古籍和實際生產要求，確定全方的煎煮工藝為按處方量稱取3味飲片于陶瓷鍋中，加800 mL去離子水，武火（1600 W）煮沸轉文火，文火（600 W）煎煮約47 min至240 mL，用1層300目尼龍篩網過濾，調整濾液體積至240 mL，得水煎液。

分別取5 mL水煎液于25 mL西林瓶中，放入?20 ℃冰箱中預冷凍12 h后，置于?80 ℃預冷2 h的冷凍干燥機，凍干溫度為?80 ℃，真空度為（5±1）Pa，干燥72 h，即得小承氣湯基準樣品[17]。

2.5.3 Box-Behnken試驗

（1）關鍵質量屬性（critical quality attributes，CQAs）和關鍵工藝參數（critical process parameters，CPPs）的確定：小承氣湯主治陽明邪熱與腸中糟粕互結但燥結不甚之證，方中與此主治病癥相關的藥效成分為蘆薈大黃素、大黃酚、厚樸酚和辛弗林[18]，同時這4個成分分別歸屬不同藥材，可以全面控制小承氣湯基準樣品的質量，故以4個指標性成分含量（1為蘆薈大黃素和大黃酚含量，2為厚樸酚含量，3為辛弗林含量）、出膏率（4）和指紋圖譜相似度（5）作為小承氣湯制備工藝的CQAs[19-22]。基于經驗和已發表文獻，選擇提取時間（1）、加水倍量（2）、提取次數（3）作為小承氣湯提取工藝的CPPs[23-25]。

（2）Box-Behnken試驗設計：稱取與基準樣品相同處方量的同一批飲片，通過單因素實驗結果確定提取時間（1）和加水倍量（2）的范圍，依據經驗將提取次數（3）設計為1、2、3次，因素水平見表3。采用Design Expert 10.0軟件，進行3因素3水平17個試驗點的設計，其中12個析因點，5個中心點。

（3）試驗結果與響應面分析：Box-Behnken試驗設計及小承氣湯樣品檢測結果見表3。方差分析結果見表4。2次多項式模型優于交互2項式和1項式模型，且總模型顯著（＜0.001），失擬值不顯著，表明所建模型有統計學意義，各因素與響應值之間的關系可以用此模型函數化。多元線性回歸方程為＝?106.58－47.641－66.132－120.693－16.0012－22.9113－25.7323＋24.9312＋5.1422＋5.1132，模型adj2為0.980 8，表明方程的擬合度較好，pred2為0.893 5，表明模型的預測性能良好，因此，可用此模型來預測各指標的實際情況。

2.6 基準關聯度的原理方法

2.6.1 確定評價對象 基準關聯度是評價某樣品與基準樣品相似度的關鍵參數，本方法的基本路線如圖1所示。應首先確定樣品評價的指標數目和樣品數目。本實驗將Box-Behnken設計的17個樣品和基準樣品進行對比，以蘆薈大黃素和大黃酚、厚樸酚、辛弗林的含量和出膏率以及指紋圖譜相似度5個指標為評價指標，以X、S為評價對象，X表示Box-Behnken設計的第（＝1，2，…，）個樣本的第（＝1，2，…，）個指標下的測量值，S表示基準樣品的第（＝1，2，…，）個指標下的測量值。

2.6.2 計算相對偏差（relative deviation，RD）值 RD表示第（＝1，2，…，）個樣本的第（＝1，2，…，）個指標下的相對偏差，能夠更科學全面地分析不同樣品與基準樣品之間的相似度。RD值越小，代表X相對于S的偏差越小，即該樣品與基準樣品相似度越高。利用公式（1）計算X相對于S的RD值，計算結果見表5。結果表明，當以蘆薈大黃素和大黃酚、厚樸酚、辛弗林含量以及指紋圖譜相似度為評價指標時，與基準樣品質量最為接近的試驗號是5，以出膏率為評價指標時，與基準樣品質量接近的試驗號為14。

RD＝|X－S|/S（1）

2.6.3 計算基準關聯度（standard relation，SR） 以基準樣品質量為標準值（），以Box-Behnken試驗設計下的各樣品質量為測得值（），以不同的指標為評價指標，按公式（2）計算所得結果，稱為基準關聯度，結果見表6。SR表示第（＝1，2，…，）個樣本的第（＝1，2，…，）個指標下的基準關聯度。SR越接近100%，在該指標下的工藝參數制得的樣品與基準樣品相似度越高。

表3 Box-Behnken實驗設計與響應值

Table 3 Box-Behnken experimental design and response value

試驗編號X1/minX2/倍X3/次質量分數/(mg?g?1)出膏率/%指紋圖譜相似度綜合評分 Y1Y2Y3 175 (0)14 (+1)1 (?1)0.220.240.7518.650.976?17.61 230 (?1)10 (0)3 (+1)0.360.340.6436.510.969?123.42 375102 (0)0.290.330.8729.260.976?92.36 4301420.300.280.6222.250.969?66.21 5756 (?1)10.130.080.3414.240.98680.78 6120 (+1)1420.370.491.0535.150.964?201.46 775630.300.390.8231.920.961?123.58 81201030.440.550.9939.180.946?256.57 9751020.340.320.8228.750.969?106.30 10751430.440.710.8636.120.979?324.90 11751020.330.330.7828.790.967?106.20 12120620.260.280.6829.270.969?54.79 13751020.350.320.8228.220.970?109.97 14301010.170.130.5114.190.96557.67 15751020.290.390.8626.730.964?118.05 161201010.210.180.5320.880.96816.18 1730620.200.190.5418.560.98216.45 基準樣品 0.110.100.3411.131.000

表4 Box-Behnken實驗設計方差分析

Table 4 Variance analysis of Box-Behnken

誤差來源模型F值 二次多項式模型交互二項式模型一項式模型 總模型91.95***65.02***71.58*** X184.22***40.38***22.98*** X2162.27***77.80***44.28*** X3540.45***259.10***147.49*** X1X24.752.28 X1X39.744.67 X2X312.285.89 X1212.14 X220.52 X320.51 失擬值4.498.0112.77 Radj20.980 80.960 00.929 7

***P＜0.001

圖1 方法流程圖

SR＝1－RD＝1－|X－S|/S（2）

2.7 AHP-熵權法組合權重的計算

2.7.1 AHP主觀賦權

（1）構建判斷矩陣：根據君臣佐使原則[26]，小承氣湯方中大黃為君藥，味苦寒，主瀉熱祛實，瀉火解毒，以蕩滌胃腸實熱；厚樸味苦辛溫，溫中行氣，除脹滿，為臣藥；枳實味苦微寒，破氣消積導滯，以消痞實，為佐使，3藥配合，共奏瀉熱通便，寬中行氣之效[13]。本研究參考《中藥新藥質量標準研究技術指導原則（試行）》要求[27]，根據小承氣湯的處方組成，首選君藥中的有效成分為含量測定指標，兼顧與制備工藝、穩定性的相關性，確定以大黃中的蘆薈大黃素和大黃酚（1）、厚樸的厚樸酚（2）、枳實的辛弗林（3）作為質量控制指標，同時輔以出膏率（4）和指紋圖譜相似度（5）。指紋圖譜可反映小分子成分輪廓和定性特質，但與含量測定的指標性成分相比，其所包含的質量信息仍較少[28]，故將其重要程度視為與出膏率同等重要。故按蘆薈大黃素和大黃酚＞厚樸酚＞辛弗林＞出膏率≈指紋圖譜相似度的順序，再根據AHP理論判斷矩陣1～9標度法，按同一層次內個指標的相對重要程度進行打分（表7）。蘆薈大黃素和大黃酚為君藥的主要藥效成分，相對于厚樸中的厚樸酚較明顯重要，故標為4，相對枳實中的辛弗林明顯重要，標為5，相對于出膏率和指紋圖譜相似度明顯更為重要，標為6，以此類推，根據公式（3）構建判斷矩陣，數據見表8，用a表示因素相對于因素的比較結果。

表5 Box-Behnken設計的RDi,j

Table 5 RDij of Box-Behnken test

試驗號RDij試驗號RDij試驗號RDij Y1Y2Y3Y4Y5Y1Y2Y3Y4Y5Y1Y2Y3Y4Y5 11.001.401.210.680.0271.732.901.411.870.04132.182.201.411.540.03 22.272.400.882.280.0383.004.501.912.520.05140.550.300.500.270.04 31.642.301.561.630.0292.092.201.411.580.03151.642.901.531.400.04 41.731.800.821.000.03103.006.101.532.250.02160.910.800.560.880.03 50.180.200.000.280.01112.002.301.291.590.03170.820.900.590.670.02 62.363.902.092.160.04121.361.801.001.630.03

表6 Box-Behnken設計的SRij

Table6 SRij of Box-Behnken test

試驗號SRij試驗號SRij Y1Y2Y3Y4Y5Y1Y2Y3Y4Y5 10.00?40.00?20.5932.4397.6010?200.00?510.00?52.94?124.5397.90 2?127.27?140.0011.76?128.0396.9011?100.00?130.00?29.41?58.6796.70 3?63.64?130.00?55.88?62.8997.6012?36.36?80.000.00?62.9896.90 4?72.73?80.0017.650.0996.9013?118.18?120.00?41.18?53.5597.00 581.8280.00100.0072.0698.601445.4570.0050.0072.5196.50 6?136.36?290.00?108.82?115.8196.4015?63.64?190.00?52.94?40.1696.40 7?72.73?190.00?41.18?86.7996.10169.0920.0044.1212.4096.80 8?200.00?350.00?91.18?152.0294.601718.1810.0041.1833.2498.20 9?109.09?120.00?41.18?58.3196.90

(3)

表7 AHP構建判斷矩陣的標準[16]

Table7 Criterion of constructing judgment matrix of AHP[16]

標度含義 1表示2個因素相比，具有相同重要性 3表示2個因素相比，前者比后者稍重要 5表示2個因素相比，前者比后者明顯重要 7表示2個因素相比，前者比后者強烈重要 9表示2個因素相比，前者比后者極端重要 2、4、6、8表示上述相鄰判斷的中間值 倒數若因素e與因素f的重要性之比為aef，那 么因素f與因素e重要性之比為afe＝1/aef

（2）計算權重：首先對判斷矩陣進行幾何平均（方根法），按公式（4）計算得到初始權重系數W′，a表示第（＝1，2，…，）個指標因素對第1，2，…，個指標因素的比較結果，然后按照公式（5）計算歸一化權重系數（主觀權重系數，WS），得到5個指標的WS，結果見表9。

表8 指標成對比較的判斷優先矩陣

Table 8 Decision matrix of paired comparison on indexes

評價指標Y1Y2Y3Y4Y5 Y114566 Y21/41344 Y31/51/3122 Y41/61/41/211 Y51/61/41/211

W′＝(a1a2…a)1/n（4）

表9 組合權重系數

Table 9 Combination weight coefficient

評價指標WjSWjOWj Y10.530.200.43 Y20.230.470.45 Y30.110.140.06 Y40.070.180.05 Y50.070.000.00

WS＝W′/W′ （5）

（3）一致性檢驗：對矩陣進行一致性檢驗。首先根據公式（6）計算最大特征根max，再根據公式（7）計算一致性指標（consistency index，CI），得到CI為0.04，一致性比例（consistency ratio，CR）（CR＝CI/RI，RI為自由度指標）為0.03，均小于0.1，表明該矩陣具有一致性[16]。

max＝(aW′/W′)/（6）

CI＝(max－)/(－1) （7）

2.7.2 信息熵客觀賦權

（1）建立Box-Behnken試驗原始數據矩陣：現有個樣本，個評價指標，原始數據矩陣＝(X)×n，以蘆薈大黃素和大黃酚、厚樸酚、辛弗林含量，出膏率及指紋圖譜相似度5個指標為評價指標，建立原始數據矩陣。

（2）將原始數據轉化為概率矩陣：根據公式（8）將原始數據矩陣轉化為概率矩陣，P表示在第個指標下第個樣本的概率。

P＝X/X（8）

（3）計算各指標的信息熵和權重系數：信息熵（H）越小，代表指標下的數據離散程度較高，則其所提供的信息量就越大[16]。根據公式（9）計算出各指標的H，依次為0.984 4、0.963 0、0.988 8、0.985 7、1.000 0，按照公式（10）計算各指標客觀權重系數（WO）。

H＝?PlnP，＝1/ln（9）

WO＝(1－H)/(1－H) （10）

2.7.3 組合權重的確定 采用AHP得到WS，熵權法得到WO，根據公式（11）計算各指標組合權重系數（W），結果見表9。

W＝WSWO/WSWO（11）

2.8 綜合評分

通過AHP-熵權法得到的綜合權重系數可知，蘆薈大黃素和大黃酚指標占比43%，厚樸酚占比45%，辛弗林占比6%，出膏率占比5%，因此根據公式（12）計算綜合評分，結果見表3。綜合評分為100時，所對應工藝參數下制得的樣品與基準樣品的質量最為一致。Box-Behnken模型預測的最佳工藝為加水6倍量，提取時間30 min，提取1次。

綜合評分＝SR,Y1×0.43＋SR,Y2×0.45＋SR,Y3×0.06＋SR,Y4×0.05 （12）

2.9 驗證試驗

對優化后的提取工藝參數進行驗證，重復試驗3次，測定蘆薈大黃素和大黃酚、厚樸酚、辛弗林含量，出膏率及指紋圖譜相似度，計算綜合評分，結果見表10。驗證試驗的綜合評分均值為95.37（理論預測值為98.41），在課題組前期研究建立的小承氣湯基準樣品質控標準范圍內（蘆薈大黃素和大黃酚總質量分數0.11～0.20 mg/g，厚樸酚質量分數0.08～0.15 mg/g，辛弗林質量分數0.23～0.40 mg/g；出膏率9.25%～11.25%；指紋圖譜與對照圖譜相似度＞0.9）[17]，且綜合評分的RSD值為2.31%，表明本方法建立的數學模型具有良好的預測性，所確定的提取工藝條件重復性高。

表10 驗證試驗結果

Table 10 Validation of experimental results

試驗編號質量分數/(mg?g?1)Y4/%Y5綜合評分RSD/% Y1Y2Y3 10.120.100.3413.300.98594.122.31 20.110.100.3413.550.98997.91 30.120.100.3413.400.98694.07 基準樣品0.110.100.3411.131.000

3 討論

在確定了處方、制法、用法等關鍵信息后，嚴格按照傳統工藝制得的基準樣品質量是衡量經典名方小承氣湯中試產品及商業化規模產品質量的標準。古籍記載小承氣湯以水為提取溶劑，最終根據藥液量來確定煎煮時間，與回流提取的實際工業生產情況不符。因此本研究對加水量、提取時間、提取次數進行深入考察，以基準樣品的質控標準為指標來對提取工藝進行整體評價，確定與傳統工藝基本一致的小承氣湯現代提取工藝參數。

本研究基于QbD理念，以現行標準規范為參照，銜接古籍記載和現行規范，建立了以蘆薈大黃素和大黃酚、厚樸酚、辛弗林、出膏率和指紋圖譜相似度為主的質量控制體系，確定以加水倍量、提取時間、提取次數作為關鍵工藝參數，采用單因素實驗確定各因素水平，進一步應用Box-Behnken設計優化經典名方小承氣湯提取工藝。AHP是人為確定各個評價指標的權重系數，受主觀影響較大；熵權法根據數據的變化規律判斷評價指標的重要程度，但不能體現方劑各藥味君臣佐使的配伍關系。本研究結合基準關聯度和AHP-熵權法對質量評價體系進行賦權，明確5個指標在質量控制體系中的權重系數，即可通過綜合評分及模型預測確定與基準樣品質量最為接近的提取工藝參數，所得數據更加科學全面。

基于QbD理念結合基準關聯度和AHP-熵權法優化得到的小承氣湯提取工藝參數穩健可靠，符合經典名方“傳承精華、古為今用、古今銜接”的基本研究原則，實現了其由古方向現代工業化生產轉化的關鍵一步，為其它經典名方的現代提取工藝研究提供了理論參考，同時也為目前工業生產中如何保證中間體或制劑與基準樣品間的一致性提供了評價方法。

利益沖突 所有作者均聲明不存在利益沖突

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Optimization of extraction process for classical prescription Xiaochengqi Decoction based on Box-Behnken experimental design, standard relation and analytic hierarchy process combined with entropy method

ZHAO Yue-ying, WANG Chang-hai, ZHANG Ze-kang, ZHANG Qing, GUO Ming-xue, SUN Meng, XI Cheng, YANG Xue-ying, DONG Shuang, ZHANG Xin-yu, DU Shou-ying, LU Yang, BAI Jie

Beijing University of Chinese Medicine, School of Chinese Materia Medica, Beijing 102488, China

The extraction process of the classical prescription Xiaochengqi Decoction (小承氣湯, XD) was optimized based on Box-Behnken experimental design, standard relation and analytic hierarchy process combined with entropy method.With the contents of aloe emodin and chrysophanol, magnolol, synephrine as well as the paste-forming rate and fingerprint similarity as critical quality attributes (CQAs). The amount of water, extraction time and frequency were used as the critical process parameters (CPPs). The single factor experiment design was used to determine the level of each factor, and the Box-Behnken experimental design was used to optimize the extraction process. Finally, the standard relation between each samples and standard decoction of various indexes of different extraction parameters was calculated, while AHP-entropy method was applied to determine the weight of each index for comprehensive score.The results of variance analysis showed that thevalue of the quadratic regression model was significant (< 0.01), and the lack-of-fit value was not significant, indicating that the model was statistically significant. The relationship between various factors and the response values could be functionalized by the established models. Through further optimization of design space, the optimal extraction process of XD was 6-fold volume of water, extracted once and extracted for 30 min. The average comprehensive evaluation of three parallel verification tests was 95.37, RSD value was 2.31%, and meet the quality requirements of standard decoction.The extraction process parameters of XD based on the quality by design (QbD), standard relation and analytic hierarchy process combined with entropy method was stable and reliable, which would provide guidance for the process development of other classical prescriptions.

quality by design; classical prescription; Xiaochengqi Decoction; Box-Behnken design-response surface method; standard relation; analytic hierarchy process-entropy weight method; aloe emodin; chrysophanol; magnolol; sinflin;fingerprint; critical quality attributes; critical process parameters

R283.6

A

0253 - 2670(2022)20 - 6472 - 09

10.7501/j.issn.0253-2670.2022.20.019

2022-04-12

國家自然科學基金資助項目（82173989）

趙玥瑛（1998—），女，碩士研究生，從事中藥新劑型開發與研究。Tel: 18197341874 E-mail: ll2820064026@163.com

陸 洋，男，教授，博士生導師，從事中藥新劑型新技術研究。Tel: (010)53912123 E-mail: landocean28@163.com

白 潔，女，副教授，碩士生導師，從事中藥新制劑與新技術研究。Tel: (010)84738657 E-mail: baijie22811@163.com

[責任編輯 鄭禮勝]