劉 暢，王 瀟，劉 芳*，劉紹，胡慧玲，傅超美*，鄧 彬

1.成都中醫(yī)藥大學(xué)藥學(xué)院，四川 成都 611137

2.成都地奧制藥集團(tuán)有限公司，四川 成都 610000

厚樸為木蘭科植物厚樸Magnolia officinalisRehd.et Wils.或凹葉厚樸M.officinalisRehd.et Wils.var.bilobaRehd.et Wils.的干燥干皮、根皮及枝皮[1]，具有下氣除滿、燥濕消痰的功效，常用于治療痰飲喘咳、食積氣滯、脘痞吐瀉及腹脹便秘等。厚樸的生理活性成分包括木脂素類、苷類、生物堿類及揮發(fā)油等[2-3]?，F(xiàn)代藥理研究表明，厚樸具有抗炎、抗菌、抗氧化及調(diào)節(jié)胃腸運(yùn)動(dòng)等作用[4-5]。

為了確保厚樸飲片的品質(zhì)及療效，傳統(tǒng)認(rèn)為厚樸干皮須進(jìn)行“發(fā)汗”處理，以內(nèi)表面變紫褐色或棕褐色為佳?！鞍l(fā)汗”是保障厚樸道地性及藥效的關(guān)鍵環(huán)節(jié)之一，厚樸經(jīng)過“發(fā)汗”處理后，其外觀、內(nèi)在成分含量、藥效均發(fā)生改變[6-7]，但部分產(chǎn)地厚樸存在未“發(fā)汗”處理或“發(fā)汗”工藝錯(cuò)亂不一的現(xiàn)象[7]，而《中國(guó)藥典》2020年版所記載的厚樸“發(fā)汗”工藝（干皮置沸水中微煮后，堆積“發(fā)汗”后干燥）也沒有可以客觀量化的具體參數(shù)，不利于厚樸“發(fā)汗”質(zhì)量控制。課題組前期研究發(fā)現(xiàn)，厚樸“發(fā)汗”后有效成分含量發(fā)生變化[5-8]，與藥效有關(guān)的差異成分[9-12]主要為厚樸酚、和厚樸酚、木蘭花堿、紫丁香苷及厚樸苷A。本實(shí)驗(yàn)以此5 個(gè)質(zhì)量差異關(guān)鍵標(biāo)志物為指標(biāo)，擬對(duì)厚樸“發(fā)汗”過程中的關(guān)鍵過程即水煮時(shí)間、堆積天數(shù)、干燥溫度、干燥時(shí)間4 項(xiàng)因素加以考察，并采用CRITIC-層次分析法（CRITIC-AHP）復(fù)合加權(quán)法計(jì)算厚樸飲片中紫丁香苷、木蘭花堿、厚樸苷A、和厚樸酚及厚樸酚的相關(guān)權(quán)重，結(jié)合Box-Behnken 設(shè)計(jì)-響應(yīng)面法（BBD-RSM），優(yōu)選厚樸“發(fā)汗”工藝，為規(guī)范厚樸“發(fā)汗”工藝提供參考。

1 儀器與材料

1.1 儀器

HTP-312 萬(wàn)分之一電子天平，上?；ǔ彪娖饔邢薰?；CPA225D 十萬(wàn)分之一天平，賽多利斯科學(xué)儀器北京有限公司；101-2AB 電熱鼓風(fēng)干燥箱，成都中興偉業(yè)儀器有限公司；UPK-I-107 優(yōu)普系列超純水器，四川優(yōu)普超純科技有限公司；Ultimate3000高效液相色譜儀，德國(guó)賽默飛公司。

1.2 材料

對(duì)照品紫丁香苷（批號(hào)19041510，質(zhì)量分?jǐn)?shù)＞98%）、木蘭花堿（批號(hào)19031409，質(zhì)量分?jǐn)?shù)＞98%）、和厚樸酚（批號(hào)19022708，質(zhì)量分?jǐn)?shù)＞98%）、厚樸酚（批號(hào)19022605，質(zhì)量分?jǐn)?shù)＞98%），成都益順達(dá)有限公司；對(duì)照品厚樸苷 A（批號(hào)DST191110-243，質(zhì)量分?jǐn)?shù)≥96%），成都德思特生物技術(shù)有限公司。乙腈、甲醇均為色譜純，成都科隆化學(xué)品有限公司；水為超純水；其他制劑均為分析純。

厚樸干皮收采于四川省綿陽(yáng)市平武縣（2020年7月1日），經(jīng)成都中醫(yī)藥大學(xué)標(biāo)本中心實(shí)驗(yàn)師連艷鑒定為木蘭科木蘭屬植物厚樸M.officinalisRehd.et Wils.的干燥干皮。

2 方法與結(jié)果

2.1 厚樸“發(fā)汗”工藝考察設(shè)計(jì)方法

《中國(guó)藥典》2020年版記載的厚樸“發(fā)汗”工藝[1]為干皮置沸水中微煮后，堆置陰濕處，“發(fā)汗”至內(nèi)表面變紫褐色或棕褐色時(shí)，蒸軟，取出，卷成筒狀，干燥。本實(shí)驗(yàn)在預(yù)實(shí)驗(yàn)的基礎(chǔ)上，考察水煮時(shí)間（A）、堆積天數(shù)（B）、干燥溫度（C）、干燥時(shí)間（D）4 項(xiàng)因素。具體“發(fā)汗”工藝過程為將新鮮厚樸置沸水中微煮一定時(shí)間，陰涼通風(fēng)處堆積一定時(shí)間，取出在陰涼通風(fēng)處晾曬7 d 后，放入設(shè)定溫度的烘箱中干燥一定時(shí)間。具體工藝參數(shù)見表1。

表1 厚樸“發(fā)汗”工藝考察因素水平表Table 1 Investigation factor level table of “sweating”process of Magnoliae Officinalis Cortex

2.2 厚樸“發(fā)汗”工藝考察指標(biāo)

本實(shí)驗(yàn)基于對(duì)厚樸“發(fā)汗”前后有效成分的含量變化[4-5,7,9]、網(wǎng)絡(luò)藥理學(xué)預(yù)測(cè)[11]及藥理活性[10,12-14]，篩選確定厚樸酚、和厚樸酚、紫丁香苷、厚樸苷A、木蘭花堿5 個(gè)成分為厚樸飲片“發(fā)汗”前后質(zhì)量差異關(guān)鍵標(biāo)志物，并作為本實(shí)驗(yàn)的“發(fā)汗”工藝考察指標(biāo)。采用HPLC 法測(cè)定5 個(gè)成分的含量。

2.2.1 HPLC 含量測(cè)定方法的建立

（1）色譜條件：色譜柱為Acclaim120 C18柱（250 mm×4.6 mm，5 μm）；流動(dòng)相為乙腈-0.1%磷酸水溶液，梯度洗脫0～5 min，5%乙腈；5～20 min，5%～20%乙腈；20～30 min，20%～70%乙腈；30～35 min，70%～80%乙腈；35～40 min，80%乙腈；40～45 min，80%～5%乙腈；體積流量0.8 mL/min；柱溫35 ℃；進(jìn)樣量10 μL；檢測(cè)波長(zhǎng)為265 nm（紫丁香苷、木蘭花堿）、294 nm（厚樸苷A、厚樸酚、和厚樸酚）。對(duì)照品、供試品HPLC 色譜圖見圖1。

圖1 混合對(duì)照品 (A) 和“發(fā)汗”厚樸樣品 (B) 的HPLC圖譜Fig.1 HPLC determination of control mixture (A) and sweated Magnoliae Officinalis Cortex (B)

（2）對(duì)照品溶液的制備：精密稱取對(duì)照品厚樸酚、和厚樸酚、紫丁香苷、厚樸苷A、木蘭花堿適量，加70%甲醇配制成含厚樸酚0.935 mg/mL、和厚樸酚0.700 mg/mL、紫丁香苷0.390 mg/mL、厚樸苷A 0.738 mg/mL、木蘭花堿0.460 mg/mL 的混合對(duì)照品溶液。

（3）供試品溶液的制備：精密稱取厚樸粉末（過三號(hào)篩）0.5 g，置具塞錐形瓶中，精密加入70%甲醇20 mL，稱定質(zhì)量，密封，超聲輔助提取40 min，放冷，稱定質(zhì)量，加70%甲醇補(bǔ)足減失的質(zhì)量，搖勻，濾過，濾液經(jīng)0.22 μm 濾膜濾過，即得。

（4）線性關(guān)系考察：精密移取“2.2.1（2）”項(xiàng)下混合對(duì)照品溶液5 mL，置于10 mL 量瓶中，加70%甲醇稀釋至刻度，搖勻，依次稀釋對(duì)照品質(zhì)量濃度，即得系列不同質(zhì)量濃度的對(duì)照品溶液。精密吸取系列不同質(zhì)量濃度對(duì)照品溶液各10 μL，注入液相色譜儀，記錄峰面積。以各對(duì)照品質(zhì)量濃度為橫坐標(biāo)（X），峰面積為縱坐標(biāo)（Y）繪制標(biāo)準(zhǔn)曲線，進(jìn)行回歸分析，得到各指標(biāo)成分的回歸方程、相關(guān)系數(shù)（r）及線性范圍分別為厚樸酚Y＝298.66X＋3.019 1，14.609～935.000 μg/mL，r＝0.999 8；和厚樸酚Y＝341.13X＋1.742 1，10.938～700.000 μg/mL，r＝0.999 6；紫丁香苷Y＝519.53X－0.589 8，12.188～390.000 μg/mL，r＝0.999 9；厚樸苷AY＝206.36X－0.103 8，23.047～736.000 μg/mL，r＝1.000 0；木蘭花堿Y＝329.35X＋0.072 5，14.375～460.000 mg/mL，r＝1.000 0。

（5）精密度試驗(yàn)：取“2.2.1（2）”項(xiàng)下混合對(duì)照品溶液，按“2.2.1（1）”項(xiàng)下色譜條件進(jìn)樣檢測(cè)，連續(xù)進(jìn)樣6 次。計(jì)算厚樸酚、和厚樸酚、紫丁香苷、木蘭花堿及厚樸苷A 峰面積的RSD 分別為0.17%、0.09%、1.82%、1.04%、1.24%，結(jié)果表明儀器精密度良好。

（6）重復(fù)性試驗(yàn)：取同一批供試品粉末（5 號(hào)樣品），平行6 份。按“2.2.1（3）”項(xiàng)下方法制備供試品溶液，按“2.2.1（1）”項(xiàng)下色譜條件依次進(jìn)樣檢測(cè)。計(jì)算厚樸酚、和厚樸酚、紫丁香苷、木蘭花堿及厚樸苷A 峰面積的RSD 分別為0.09%、0.03%、1.691%、0.78%、1.26%，表明本實(shí)驗(yàn)重復(fù)性良好。

（7）穩(wěn)定性試驗(yàn)：精密吸取同一供試品溶液（5號(hào)樣品），按“2.2.1（1）”項(xiàng)下色譜條件在0、2、4、8、16、24 h 分別進(jìn)樣測(cè)定。計(jì)算厚樸酚、和厚樸酚、紫丁香苷、木蘭花堿及厚樸苷A 峰面積的RSD 分別為0.10%、0.04%、1.76%、0.82%、1.23%，表明供試品溶液在24 h 內(nèi)穩(wěn)定性良好。

（8）加樣回收率試驗(yàn)：取已知各指標(biāo)成分含量的厚樸供試品（5 號(hào)樣品）適量，共6 份，每份0.25 g，精密稱定，分別加入等量的厚樸酚、和厚樸酚、紫丁香苷、木蘭花堿及厚樸苷A 對(duì)照品，按“2.2.1（3）”項(xiàng)下方法制備供試品溶液，按“2.2.1（1）”項(xiàng)下色譜條件測(cè)定，計(jì)算得到紫丁香苷、木蘭花堿、厚樸苷A、和厚樸酚、厚樸酚的平均加樣回收率分別為98.96%、99.28%、99.56%、98.88%、99.79%，RSD 分別為0.53%、1.58%、0.87%、0.21%、0.29%。

2.2.2 指標(biāo)成分的含量測(cè)定 精密吸取對(duì)照品溶液和供試品溶液各10 μL，注入液相色譜儀，記錄峰面積。通過標(biāo)準(zhǔn)曲線回歸方程計(jì)算各指標(biāo)成分含量。

2.3 “發(fā)汗”厚樸評(píng)價(jià)指標(biāo)權(quán)重的建立

2.3.1 CRITIC 法計(jì)算權(quán)重 CRITIC 法是基于評(píng)價(jià)指標(biāo)的對(duì)比強(qiáng)度和沖突性來綜合衡量指標(biāo)客觀權(quán)重的計(jì)算方法[15-16]。將各成分測(cè)定的含量數(shù)據(jù)由公式［評(píng)價(jià)指標(biāo)值＝(實(shí)測(cè)值－最小值)/(最大值－最小值)］進(jìn)行處理，根據(jù)SPSSAU 20.0 軟件處理數(shù)據(jù)得到相關(guān)系數(shù)矩陣，由綜合權(quán)重（Cj）計(jì)算公式和客觀權(quán)重（Wj），計(jì)算公式得到紫丁香苷、木蘭花堿、厚樸苷A、和厚樸酚及厚樸酚5 項(xiàng)指標(biāo)的權(quán)重系數(shù)分別為0.069、0.042、0.384、0.211、0.294。式中rij表示指標(biāo)i（i＝1，2，3，n）和j之間的相關(guān)系數(shù)，δj為標(biāo)準(zhǔn)化后列向量的標(biāo)準(zhǔn)差。

2.3.2 AHP 法計(jì)算權(quán)重 AHP 層次分析法是一種需要人為判斷各指標(biāo)的優(yōu)選順序的主觀權(quán)重計(jì)算方法[16-17]。根據(jù)厚樸“發(fā)汗”前后各指標(biāo)成分的含量變化，將各指標(biāo)成分含量作為權(quán)重指標(biāo)予以量化，即5 項(xiàng)指標(biāo)3 個(gè)層次，確定各指標(biāo)的優(yōu)先順序?yàn)楹駱惴樱胶秃駱惴樱咀隙∠丬眨胶駱丬誂＞木蘭花堿，構(gòu)建優(yōu)先判斷矩陣并確定各項(xiàng)指標(biāo)的相對(duì)評(píng)分。根據(jù)評(píng)分結(jié)果，紫丁香苷、木蘭花堿、厚樸苷A、和厚樸酚及厚樸酚5 項(xiàng)指標(biāo)的AHP 權(quán)重系數(shù)分別為0.087、0.054、0.087、0.386、0.386，一致性比例因子（CR）＝0.009＜0.1，表明指標(biāo)優(yōu)先比較判斷矩陣一致性較好，權(quán)重系數(shù)有效，結(jié)果見表2。

2.3.3 CRITIC-AHP 復(fù)合加權(quán)法計(jì)算權(quán)重 通過CRITIC 和AHP 分別得到各項(xiàng)指標(biāo)的相關(guān)權(quán)重，采用復(fù)合權(quán)重公式ω復(fù)合ij＝ωAHPωCRITIC/∑ωAHPωCRITIC計(jì)算[18]得到紫丁香苷、木蘭花堿、厚樸苷A、和厚樸酚及厚樸酚5 項(xiàng)指標(biāo)的復(fù)合權(quán)重分別為0.025、0.010、0.141、0.344、0.480。式中ωCRITIC表示CRITIC計(jì)算的權(quán)重系數(shù)，ωAHP表示AHP 計(jì)算的權(quán)重系數(shù)。

表2 指標(biāo)成對(duì)比較的判斷優(yōu)先矩陣Table 2 Priority matrix for comparison on index pairs

2.3.4 綜合評(píng)分結(jié)果比較 分別采用CRITIC 法、AHP法及CRITIC-AHP復(fù)合加權(quán)法所得權(quán)重系數(shù)對(duì)試驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行評(píng)分，結(jié)果見表3。通過相關(guān)系數(shù)分析，CRITIC 法與AHP 法的相關(guān)系數(shù)為0.865，CRITIC 法與復(fù)合加權(quán)法的相關(guān)系數(shù)為0.998，AHP法與復(fù)合加權(quán)法的相關(guān)系數(shù)為0.892，其中CRITIC法與復(fù)合加權(quán)法的相關(guān)性顯著（P＜0.05）。從權(quán)重系數(shù)分析，CRITIC 法與AHP 法的相關(guān)系數(shù)為0.369，相關(guān)性不顯著（P＞0.05），說明二者所反應(yīng)的信息不具有疊加性。綜合考慮采用CRITIC-AHP復(fù)合加權(quán)法。

2.4 BBD-RSM 優(yōu)選厚樸飲片“發(fā)汗”工藝參數(shù)

2.4.1 指標(biāo)成分含量測(cè)定結(jié)果 以水煮時(shí)間（A）、堆積天數(shù)（B）、干燥溫度（C）、干燥時(shí)間（D）為自變量，厚樸“發(fā)汗”前后的5 個(gè)質(zhì)量差異關(guān)鍵標(biāo)志物質(zhì)量分?jǐn)?shù)的綜合評(píng)分為因變量，BBD 試驗(yàn)設(shè)計(jì)及結(jié)果見表4。根據(jù)“2.3.3”項(xiàng)下得到的各指標(biāo)權(quán)重系數(shù)，計(jì)算綜合評(píng)分。

綜合評(píng)分＝0.025×紫丁香苷質(zhì)量分?jǐn)?shù)＋0.010×木蘭花堿質(zhì)量分?jǐn)?shù)＋0.141×厚樸苷A 質(zhì)量分?jǐn)?shù)＋0.344×和厚樸酚質(zhì)量分?jǐn)?shù)＋0.480×厚樸酚質(zhì)量分?jǐn)?shù)

表3 3 種賦權(quán)法綜合評(píng)分結(jié)果Table 3 Synthetical scores of three weighted coefficient methods

表4 BBD 試驗(yàn)設(shè)計(jì)與結(jié)果Table 4 Test design and results of BBD

2.4.2 數(shù)據(jù)處理與分析 采用Design-Expert 8.0.6軟件對(duì)表4 中的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，得到水煮時(shí)間、堆積天數(shù)、干燥溫度、干燥時(shí)間與綜合評(píng)分之間的二次多元回歸模型方程：Y＝15.90－0.60 A－1.87 B－0.35 C＋0.52 D＋0.45 AB－0.83 AD＋0.95 BC＋0.22 BD＋3.71 A2＋1.99 B2＋0.72 C2＋3.72 D2－1.00 B2C＋2.28 BC2，P＝0.000 6，F(xiàn)＝7.56，表明模型差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；失擬項(xiàng)P＝0.056 7，失擬項(xiàng)不顯著，說明該模型擬合度和可信度均達(dá)標(biāo)，實(shí)驗(yàn)誤差較小，可以用此模型對(duì)厚樸“發(fā)汗”工藝進(jìn)分析和預(yù)測(cè)。方差分析結(jié)果見表5。此回歸方程也可以較好的反應(yīng)出水煮時(shí)間、堆積天數(shù)、干燥溫度、干燥時(shí)間與綜合評(píng)分之間的關(guān)系，各因素對(duì)綜合評(píng)分的影響順序?yàn)槎逊e天數(shù)（B）＞水煮時(shí)間（A）＞干燥時(shí)間（D）＞干燥溫度（C）。依據(jù)Design-Expert 8.0.6 軟件得到二次回歸方程模型及響應(yīng)面圖評(píng)價(jià)試驗(yàn)因素之間的交互強(qiáng)度，確定最佳炮制工藝參數(shù)，結(jié)果見圖2。

根據(jù)模型擬合結(jié)果，預(yù)測(cè)厚樸飲片最優(yōu)“發(fā)汗”工藝為最佳發(fā)汗工藝為水煮2 min，堆積1 d，晾曬7 d 后于45.46 ℃的烘箱中干燥35.97 h，綜合評(píng)分為30.161 5。

2.5 “發(fā)汗”工藝驗(yàn)證

取厚樸藥材3 份，按優(yōu)選的“發(fā)汗”工藝進(jìn)行發(fā)汗處理，考慮實(shí)際操作，將“發(fā)汗”工藝調(diào)整為水煮2 min，堆積1 d，晾曬7 d 后45 ℃干燥36 h。按此工藝條件重復(fù)3 次，實(shí)驗(yàn)結(jié)果見6。紫丁香苷平均質(zhì)量分?jǐn)?shù)為1.43 mg/g，木蘭花堿平均質(zhì)量分?jǐn)?shù)為4.58 mg/g，厚樸苷A 平均質(zhì)量分?jǐn)?shù)為13.15 mg/g，和厚樸酚平均質(zhì)量分?jǐn)?shù)為25.08 mg/g，厚樸酚平均質(zhì)量分?jǐn)?shù)為38.91 mg/g，綜合評(píng)分平均值為29.244，與預(yù)測(cè)值（30.161 5）的偏差為3.04%。

表5 方差分析結(jié)果Table 5 Analysis of variance

圖2 A、B、C、D 對(duì)綜合評(píng)分的響應(yīng)面圖Fig.2 Response surface figure of A,B,C and D to comprehensive score

表6 工藝驗(yàn)證結(jié)果Table 6 Process validation results

3 討論

3.1 厚樸“發(fā)汗”前后多指標(biāo)質(zhì)量差異成分的確定

“發(fā)汗”作為確保厚樸的質(zhì)量的關(guān)鍵一環(huán)，歷版《中國(guó)藥典》及民間傳統(tǒng)生產(chǎn)都將其作為提升厚樸質(zhì)量的方法。厚樸“發(fā)汗”后其外觀和內(nèi)在成分都發(fā)生顯著變化[3]，本實(shí)驗(yàn)基于此現(xiàn)象進(jìn)行“發(fā)汗”工藝優(yōu)化。盡管采用不同的工藝參數(shù)進(jìn)行“發(fā)汗”，厚樸在“發(fā)汗”后內(nèi)表面都會(huì)逐漸變至紫黑發(fā)亮（圖3），因此沒有將厚樸“發(fā)汗”后的外觀性狀變化納入本實(shí)驗(yàn)的考察指標(biāo)。

圖3 厚樸“發(fā)汗”前后性狀變化Fig.3 Character changes of Magnoliae Officinalis Cortex before and after “sweating”

為了使厚樸“發(fā)汗”工藝考察指標(biāo)選擇更為合理，本實(shí)驗(yàn)基于對(duì)有效成分變化[4-5,7,9]、網(wǎng)絡(luò)藥理學(xué)預(yù)測(cè)[11]及藥理活性研究[10,12-14]等多個(gè)角度的厚樸“發(fā)汗”質(zhì)量變化研究，最終確定厚樸酚、和厚樸酚、紫丁香苷、厚樸苷A、木蘭花堿5 個(gè)質(zhì)量差異關(guān)鍵標(biāo)志物作為“發(fā)汗”工藝考察指標(biāo)。其中厚樸酚與和厚樸酚為木脂素類成分，是厚樸主要活性成分，發(fā)揮抗炎、抗菌、抗氧化、調(diào)節(jié)胃腸運(yùn)動(dòng)的作用[9,12]；紫丁香苷和厚樸苷A 為苷類成分，具有抗炎鎮(zhèn)痛，保護(hù)胃黏膜損失的作用[19-20]；木蘭花堿作為厚樸中生物堿的代表成分之一，既是厚樸的潛在毒性成分，也是厚樸發(fā)揮抗?jié)冏饔玫膬?nèi)在成分之一[9,11]。

3.2 CRITIC-AHP 復(fù)合加權(quán)法結(jié)合Box-Behnken響應(yīng)面法優(yōu)化厚樸“發(fā)汗”工藝

實(shí)驗(yàn)在前期預(yù)試驗(yàn)的基礎(chǔ)上，考察了水煮時(shí)間、堆積天數(shù)、干燥溫度、干燥時(shí)間對(duì)“發(fā)汗”厚樸質(zhì)量的影響，并篩選相應(yīng)因素水平。傳統(tǒng)上厚樸“發(fā)汗”后是采用曬干的方法，然而曬干的方法藥材水分含量差異大，容易回潮，不利于控制厚樸“發(fā)汗”質(zhì)量，且現(xiàn)代干燥技術(shù)廣泛運(yùn)用于藥材烘干及干燥過程[21-22]，效果與效率明顯優(yōu)于傳統(tǒng)的自然晾曬，因此，本實(shí)驗(yàn)加入干燥溫度及干燥時(shí)間2 項(xiàng)因素[23]。權(quán)重系數(shù)的設(shè)定是厚樸“發(fā)汗”工藝優(yōu)化中需重點(diǎn)考慮的問題，本實(shí)驗(yàn)采用主觀-客觀結(jié)合的方式，即采用CRITIC-AHP 復(fù)合加權(quán)法，吸取2 種類型賦權(quán)法的優(yōu)點(diǎn)，使得到的數(shù)據(jù)信息更為全面可靠。實(shí)驗(yàn)采用復(fù)合加權(quán)法確定厚樸“發(fā)汗”工藝中各評(píng)價(jià)指標(biāo)的權(quán)重系數(shù)，優(yōu)選后的“發(fā)汗”工藝穩(wěn)定可行，可為厚樸質(zhì)量控制提供參考和數(shù)據(jù)支持。

3.3 厚樸“發(fā)汗”過程中成分發(fā)生轉(zhuǎn)變的途徑

文獻(xiàn)研究發(fā)現(xiàn)[6,8-9]，堆積時(shí)間越久，厚樸主成分厚樸酚、和厚樸酚的含量越高。但本實(shí)驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，厚樸酚及和厚樸酚的含量增加與堆積天數(shù)并沒有直接的聯(lián)系，兩者的增加是4 項(xiàng)因素交叉作用的結(jié)果，且根據(jù)灰色關(guān)聯(lián)度法分析結(jié)果，干燥時(shí)間及水煮時(shí)間對(duì)兩者含量的影響更大，推測(cè)原因?yàn)楹駱恪鞍l(fā)汗”過程中許多苷類成分水解為糖苷及酚類化合物，長(zhǎng)時(shí)間在一定溫度下通過桂皮酸途徑[9,24]轉(zhuǎn)化為木脂素類（厚樸酚、和厚樸酚）。

另有文獻(xiàn)研究表明[8-9,12]，厚樸苷A 的含量在“發(fā)汗”后顯著下降。而本實(shí)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，堆積天數(shù)對(duì)厚樸苷A 含量的影響顯著。在堆積1 d 的條件下，厚樸苷A 的含量最高可達(dá)到翻倍，即從13.24 mg/g增長(zhǎng)至25.87 mg/g，而當(dāng)堆積4 d 時(shí)，厚樸苷A 的含量與“發(fā)汗”前接近，堆積7 d 后，其含量明顯下降，最低僅有4.59 mg/g，推測(cè)原因?yàn)楹駱丬誂是含有酯鍵、不飽和雙鍵及多元酚羥基的不穩(wěn)定結(jié)構(gòu)，極其容易被水解和暫時(shí)性合成，在堆積發(fā)汗的前幾天，厚樸中其他苷類成分水解得到的苯酚類化合物在相關(guān)酶的作用下暫時(shí)組合合成厚樸苷A，隨著堆積時(shí)間的增加，這種不穩(wěn)定結(jié)構(gòu)也一并被水解反應(yīng)[5,19,24]。本實(shí)驗(yàn)運(yùn)用多指標(biāo)質(zhì)量差異關(guān)鍵標(biāo)志物、現(xiàn)代分析技術(shù)及響應(yīng)面法相結(jié)合的方式優(yōu)厚樸“發(fā)汗”工藝，量化“發(fā)汗”工藝參數(shù)，以期為厚樸質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)的建立提供數(shù)據(jù)支持。

利益沖突所有作者均聲明不存在利益沖突