★ 王靜 王玉 李梅梅（1.成都市溫江區(qū)中醫(yī)醫(yī)院藥劑科 成都 611130；.四川百草精工生物科技有限公司 成都 611138）

黃芩湯顆粒劑源于1800年前張仲景所著《傷寒雜病論》中的“黃芩湯”，由黃芩、大棗、芍藥和甘草組成，古籍記載功效為清熱止血，和中止痛，主要用于治療傷寒，太陽(yáng)與少陽(yáng)合病，身熱口苦，腹痛下利?，F(xiàn)代藥理研究表明，黃芩湯有明顯的抗炎鎮(zhèn)痛、鎮(zhèn)靜解痙、抑菌抗炎等作用，臨床常用于急性胃腸炎、細(xì)菌性痢疾、腹瀉以及慢性結(jié)腸炎等疾病的治療［1］。近年來，來自耶魯大學(xué)的鄭永奇團(tuán)隊(duì)發(fā)現(xiàn)了黃芩湯（代號(hào)PHY906）對(duì)于腫瘤患者放療或化療引起腹瀉的顯著改善作用，并對(duì)其作用機(jī)制進(jìn)行了深入研究［2-6］，目前該項(xiàng)目已處于臨床Ⅱ期階段［7］。由于湯劑使用過程中口服劑量大，服用療程長(zhǎng)，易滋生微生物導(dǎo)致霉變，并且在攜帶、儲(chǔ)存、運(yùn)輸過程中多有不便，因此，本研究擬將黃芩湯劑改為顆粒劑以克服上述缺點(diǎn)。

在劑型改變過程中，涉及到工藝優(yōu)化和處方篩選等環(huán)節(jié)，需要同時(shí)考察多因素對(duì)實(shí)驗(yàn)指標(biāo)的影響，并對(duì)所得結(jié)果進(jìn)行優(yōu)化。常用的考察方法包括單因素實(shí)驗(yàn)、析因設(shè)計(jì)、均勻設(shè)計(jì)和正交設(shè)計(jì)等。單因素考察法條件優(yōu)選憑經(jīng)驗(yàn)，且無法考察各因素間的相互作用，優(yōu)化效果局限性較大，通常需要與其他方法結(jié)合對(duì)工藝進(jìn)行優(yōu)化；當(dāng)需要考察的因素水平較多時(shí)，不適用析因設(shè)計(jì)，而使用較多的均勻設(shè)計(jì)、正交設(shè)計(jì)，也存在實(shí)驗(yàn)精度較低，建立的數(shù)學(xué)模型預(yù)測(cè)功能差等問題。近年來，Box-Behnken效應(yīng)面法（response surface methodology，RSM）由于適用于多因素多水平試驗(yàn)設(shè)計(jì)，使用方便，優(yōu)選條件預(yù)測(cè)性好等優(yōu)點(diǎn)，國(guó)內(nèi)外關(guān)注度很高，許多藥學(xué)工作者利用該法對(duì)制劑處方工藝進(jìn)行優(yōu)化［8-11］。因此，本文利用單因素實(shí)驗(yàn)結(jié)合Box-Behnken效應(yīng)面法對(duì)黃芩湯顆粒劑成型工藝進(jìn)行優(yōu)化。

1 儀器與材料

黃芩湯干浸膏（自制三批，批號(hào)：20160911、20160920、20160929）；糊精（天津博迪化工股份有限公司）；淀粉（國(guó)藥集團(tuán)化學(xué)試劑有限公司）；蔗糖（天津市福晨化學(xué)試劑廠）；乙醇（天津市科密歐化學(xué)試劑有限公司）。

BT125D分析天平（sartorius，德國(guó)賽多利斯）；FA61001C電子精密天平（上海精科天美）；PharmX?高剪切制粒機(jī)（Fluid Air，德國(guó)GEA集團(tuán)）；Magnaflo?流化床系統(tǒng)（德國(guó)GEA集團(tuán)）；BT100-2J精密蠕動(dòng)泵（保定蘭格恒流泵有限公司）。

2 實(shí)驗(yàn)方法

2.1 黃芩湯顆粒劑的制備精密稱取黃芩湯干浸膏適量，粉碎后過80目篩，備用；淀粉、糊精、蔗糖等輔料也過80目篩。按處方用量稱取黃芩湯浸膏細(xì)粉和淀粉、糊精，采用等量遞加法混合均勻，加入適量蔗糖矯味，混勻。將混合粉末置于高剪切制粒機(jī)中，在適當(dāng)剪切速度下噴入一定量75%乙醇溶液制備濕軟材，軟材過20目篩制粒，流化床系統(tǒng)干燥，即得黃芩湯顆粒劑。

2.2 各考察指標(biāo)的測(cè)定

2.2.1 顆粒溶化性測(cè)定按照《中國(guó)藥典》2015年版四部制劑通則0104顆粒劑項(xiàng)下“溶化性”檢查方法，測(cè)定顆粒劑溶化性。稱取供試品10g，加熱水200mL，攪拌，記錄完全溶解時(shí)間。規(guī)定顆粒劑應(yīng)在5min內(nèi)全部溶化，允許有輕微渾濁。

2.2.2 顆粒粒度測(cè)定按照《中國(guó)藥典》2015年版四部制劑通則0982第二法“雙篩分法”測(cè)定粒度分布。通過1號(hào)篩（10目）以及不能通過5號(hào)篩（80目）的顆粒判定為合格顆粒，計(jì)算合格顆粒收率。收率計(jì)算公式為：

合格顆粒收率（%）=合格顆粒（g）/總顆粒（g）×100

2.2.3 顆粒吸濕率的測(cè)定［8］取黃芩湯顆粒適量M1，置于已干燥恒重的稱量瓶中，精密稱定M2，放入含有飽氯化鈉溶液的干燥器中（RH=75±5%，溫度25℃），48h后，取出稱重M3，計(jì)算吸濕百分率，并觀察其外觀性狀的變化。

吸濕百分率（%）=（M3-M2）/M1×100

3 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

3.1 單因素實(shí)驗(yàn)

3.1.1 輔料配比對(duì)黃芩湯顆粒劑質(zhì)量的影響準(zhǔn)確稱取黃芩湯浸膏400g，加入不同配比的輔料400g，輔料比例設(shè)定為糊精：淀粉分別為1∶1、2∶1、3∶1、4∶1、5∶1，固定乙醇濃度、剪切制軟材時(shí)間和流化床干燥時(shí)間，考察不同糊精/淀粉配比條件下對(duì)顆粒劑質(zhì)量的影響。由圖1A可知，隨著糊精/淀粉配比的增加，顆粒劑溶化時(shí)間明顯縮短，吸濕率也有下降趨勢(shì)，但顆粒合格率也逐漸降低，綜合考慮，確定糊精：淀粉為3∶1，此時(shí)，顆粒劑的各項(xiàng)指標(biāo)處于相對(duì)較優(yōu)水平。

3.1.2 輔料用量對(duì)黃芩湯顆粒劑質(zhì)量的影響準(zhǔn)確稱取黃芩湯浸膏200g，糊精/淀粉配比為3∶1，固定乙醇濃度、剪切制軟材時(shí)間和流化床干燥時(shí)間，分別加入浸膏1、2、3、4、5倍量的輔料，考察不同輔料用量對(duì)顆粒劑質(zhì)量的影響。由圖1B可知，隨著輔料用量的增加，顆粒劑溶化時(shí)間開始處于下降階段，但輔料用量超過4倍時(shí)，溶化時(shí)間明顯上升，且已超過5min；顆粒吸濕性也伴隨輔料用量的增加而升高，合格率未受明顯影響。后續(xù)工藝優(yōu)化重點(diǎn)考察1～4倍輔料用量范圍內(nèi)對(duì)顆粒劑質(zhì)量的影響。

3.1.3 乙醇濃度對(duì)黃芩湯顆粒劑質(zhì)量的影響準(zhǔn)確稱取黃芩湯浸膏200g，固定輔料配比及用量、剪切制軟材時(shí)間和流化床干燥時(shí)間，分別加入50%、60%、70%、80%、90%濃度的乙醇制軟材，考察不同乙醇濃度對(duì)顆粒劑質(zhì)量的影響。由圖1C可知，顆粒劑溶化時(shí)間、合格率隨乙醇濃度的增加，表現(xiàn)出先增加后降低的變化趨勢(shì)，吸濕率無明顯改變。后續(xù)工藝優(yōu)化重點(diǎn)考察60%～80%乙醇濃度對(duì)顆粒劑質(zhì)量的影響。

3.1.4 剪切制軟材時(shí)間對(duì)顆粒劑質(zhì)量的影響準(zhǔn)確稱取黃芩湯浸膏200g，固定輔料配比及用量、乙醇濃度和流化床干燥時(shí)間，分別剪切10、20、40、60、80min制備顆粒，考察不同剪切時(shí)間對(duì)顆粒劑質(zhì)量的影響。由圖1D可知，隨著剪切時(shí)間的增加，顆粒劑合格率先增加后降低，且伴隨著溶化時(shí)間的增加，表明長(zhǎng)時(shí)間的剪切作用增加了顆粒內(nèi)部的粘合性；吸濕率未表現(xiàn)出明顯變化。后續(xù)工藝優(yōu)化重點(diǎn)考察20～60min剪切時(shí)間對(duì)顆粒質(zhì)量的影響。

3.1.5 流化床干燥溫度對(duì)顆粒劑質(zhì)量的影響準(zhǔn)確稱取黃芩湯浸膏200g，固定輔料配比及用量、乙醇濃度和剪切時(shí)間，分別于流化床中60、80、100、120、140℃烘干顆粒，考察不同干燥時(shí)間對(duì)顆粒劑質(zhì)量的影響。由圖1E可知，隨著干燥溫度的增加，顆粒劑合格率有所增加，同時(shí)伴有溶化時(shí)間的延長(zhǎng)，吸濕率未受明顯影響。后續(xù)工藝優(yōu)化重點(diǎn)考察80℃～120℃干燥條件下對(duì)顆粒質(zhì)量的影響。

圖1 輔料配比（A）、輔料用量（B）、乙醇濃度（C）、剪切制軟材時(shí)間（D）、和流化床干燥溫度（E）、對(duì)顆粒劑質(zhì)量影響的單因素試驗(yàn)結(jié)果

3.2 Box-Behnken效應(yīng)面法優(yōu)化黃芩湯顆粒劑處方工藝在文獻(xiàn)［9-13］調(diào)研基礎(chǔ)上，通過預(yù)實(shí)驗(yàn)和單因素考察實(shí)驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)處方組成和制備工藝均為影響黃芩湯顆粒質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)的重要影響因素。Box-Behnken效應(yīng)面優(yōu)化過程中，以輔料/浸膏（X1）、乙醇濃度（X2）、剪切時(shí)間（X3），流化床干燥溫度（X4）為考察對(duì)象，以黃芩湯顆粒合格率（Y1/%）、溶化時(shí)間（Y2/min））及吸濕性（Y3/%）的“總評(píng)歸一值”（OD）Y為評(píng)價(jià)指標(biāo)，進(jìn)行4因素3水平的Box-Behnken效應(yīng)面優(yōu)化，以確定黃芩湯顆粒劑的最優(yōu)成型工藝。

根據(jù)Hassan公式對(duì)各個(gè)指標(biāo)進(jìn)行均一化處理：

計(jì)算公式：對(duì)于越大越好的指標(biāo)取值di=（Yi-Ymin）/（Ymax-Ymin）

對(duì)于越小越好的指標(biāo)取值di=（Ymax-Yi）/（Ymax-Ymin）

其中，Yi為實(shí)測(cè)值，Ymin和Ymax系指每一指標(biāo)在不同次實(shí)驗(yàn)中測(cè)得的所有值中的最小和最大值。

計(jì)算出各指標(biāo)的di值后，OD=（d1×d2…×dk）1/k，k為指標(biāo)數(shù)。

因素水平見表1，實(shí)驗(yàn)結(jié)果見表2。

表1 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)水平表

表2 Box-Behnken實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)表與效應(yīng)值

3.2.1 二次回歸模型的建立以總評(píng)歸一值（OD）為因變量Y，利用Box-Behnken效應(yīng)面法實(shí)驗(yàn)軟件Design-Expert 8.0.6對(duì)影響因素進(jìn)行回歸分析，得二次多元回歸模型為：

方差分析結(jié)果見表3。度為100.0℃。

表3 方差分析結(jié)果

按此成型工藝制備了3批黃芩湯顆粒劑，結(jié)果顯示3次樣品的OD值分別為0.8830、0.9706、0.9585，預(yù)測(cè)OD值為0.9033，偏差為-2.25%、7.45%、6.11%，驗(yàn)證數(shù)據(jù)與預(yù)測(cè)結(jié)果較為接近，提示該模型具備較高的準(zhǔn)確性和精密性，所優(yōu)選的工藝穩(wěn)定可行。

由表3可知，回歸方程P＜0.01，表明方差顯著，模型確定系數(shù)R2=0.9430，說明OD值與該方程的所包含的自變量之間呈顯著的多元回歸關(guān)系，實(shí)驗(yàn)所建立的回歸方程能較好的對(duì)真實(shí)的曲面進(jìn)行模擬，所用實(shí)驗(yàn)方法比較可靠。模型

R-Squared=0.8993，說明該方程能解釋該實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)89.93%的變異性?？傮w看來，該模型擬合度良好，誤差小。所以可以用該回歸方程分析和預(yù)測(cè)不同制粒工藝下對(duì)黃芩湯顆粒劑質(zhì)量的影響。從表3可知，輔料/浸膏、乙醇濃度、剪切時(shí)間和干燥溫度均對(duì)顆粒劑質(zhì)量影響顯著；且輔料/浸膏、乙醇濃度和干燥溫度三者的交互作用對(duì)顆粒質(zhì)量的影響也顯著，由此可知各實(shí)驗(yàn)因素對(duì)實(shí)驗(yàn)指標(biāo)的影響不是單一的線性關(guān)系，而是呈曲面關(guān)系。

3.2.2 效應(yīng)面預(yù)測(cè)與驗(yàn)證應(yīng)用Design-Expert 8.0.6實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)軟件繪制各指標(biāo)與影響較顯著的2個(gè)自變量的等高線圖（另2個(gè)自變量設(shè)為中心點(diǎn)值，圖2所示），設(shè)計(jì)指標(biāo)權(quán)重并以O(shè)D值對(duì)最佳工藝進(jìn)行優(yōu)化：輔料/浸膏為2.5，乙醇濃度為70.0%，剪切制軟材時(shí)間為40.0min，流化床進(jìn)口干燥空氣溫

圖2 輔料/浸膏、乙醇濃度、剪切時(shí)間和干燥溫度對(duì)顆粒劑質(zhì)量影響的等高線（A1、B1、C1、D1、E1、F1）和效應(yīng)面（A2、B2、C2、D2、E2、F2）

4 討論

中藥經(jīng)典名方復(fù)方制劑的研究對(duì)整個(gè)中醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)的發(fā)展具有重要的推動(dòng)作用。2015年國(guó)務(wù)院44號(hào)文《關(guān)于改革藥品醫(yī)療器械審批審評(píng)制度的意見》明確提出“簡(jiǎn)化來源于古典經(jīng)典名方的復(fù)方制劑的審批”，2017年7月1日實(shí)施的《中醫(yī)藥法》以立法的形式明確來源于古代經(jīng)典名方的中藥復(fù)方制劑簡(jiǎn)化注冊(cè)審批。國(guó)家食品藥品監(jiān)督管理局藥化注冊(cè)司主導(dǎo)的《中藥經(jīng)典名方復(fù)方制劑簡(jiǎn)化注冊(cè)審批管理規(guī)定（征求意見稿）》及相關(guān)申報(bào)資料要求已于2017年10月9日對(duì)外公開征求意見。表明醞釀已久的中藥經(jīng)典名方復(fù)方制劑簡(jiǎn)化審批管理終于“落地”，為中藥制劑的開發(fā)提供了政策保障。

本研究在單因素試驗(yàn)的基礎(chǔ)上，結(jié)合Box-Behnken效應(yīng)面優(yōu)化法確定了黃芩湯顆粒劑成型工藝：輔料/浸膏比例為2.5，乙醇濃度為70.0%，剪切制軟材時(shí)間為40.0min，流化床干燥溫度為100.0℃。且三批驗(yàn)證實(shí)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)觀察值和模型預(yù)測(cè)值之間的偏差小10%，表明該工藝穩(wěn)定可行。對(duì)實(shí)驗(yàn)所得黃芩湯顆粒劑進(jìn)行質(zhì)量考察，該顆粒粒度適中，外觀均勻、美觀，溶化時(shí)間、水分、鑒別、醇浸出物、有效成分含量等均符合現(xiàn)行《中國(guó)藥典》相關(guān)要求，體現(xiàn)了Box-Behnken效應(yīng)面法在優(yōu)化黃芩湯顆粒劑成型工藝應(yīng)用中的可行性。