楊志城，孫彩虹，鄂秀輝，何 毅

基于響應(yīng)面及加權(quán)評分的黃芪蜜炙工藝優(yōu)化

楊志城1, 2, 3，孫彩虹1, 2, 3，鄂秀輝2, 3*，何 毅2, 3*

1. 中國藥科大學(xué)中藥學(xué)院，江蘇 南京 211198 2. 天士力控股集團(tuán)有限公司 天士力研究院現(xiàn)代中藥開發(fā)中心，天津 300410 3. 天士力醫(yī)藥集團(tuán)股份有限公司 創(chuàng)新中藥關(guān)鍵技術(shù)國家重點(diǎn)實(shí)驗室，天津 300410

采用Box-Behnken響應(yīng)面分析法結(jié)合多屬性決策優(yōu)化黃芪蜜炙工藝。以蜜水稀釋比、炒制溫度、炒制時間為考察因素，以蜜炙黃芪中毛蕊異黃酮苷、黃芪甲苷、總皂苷、總多糖、總黃酮、含水量為考察指標(biāo)，采用優(yōu)序圖法對各指標(biāo)進(jìn)行權(quán)重賦予，并計算綜合權(quán)重。黃芪最佳工藝為蜜水稀釋比1∶0.603 4，炒制溫度為147.74 ℃，炒制時間為4.887 min，綜合得分值為0.638～0.678?；陧憫?yīng)面及加權(quán)綜合評分優(yōu)選的黃芪蜜炙工藝可有效減少炮制過程中成分的損失，飲片成色佳，工藝可重現(xiàn)性強(qiáng)，為黃芪蜜炙工藝的開發(fā)提供可靠理論證據(jù)。

黃芪；蜜炙工藝；BBD實(shí)驗設(shè)計；加權(quán)評分；工藝優(yōu)化；毛蕊異黃酮苷；黃芪甲苷；總皂苷；總多糖；總黃酮

蜜炙黃芪為豆科植物膜莢黃芪(Fisch.) Bunge和蒙古黃芪(Fisch.) Bunge var.(Bunge) Hsiao生飲片加入適量的煉蜜拌勻、翻炒所得，飲片呈淡棕黃色或淡棕褐色，聞之有蜜香，嚼之略帶豆腥味[1]。蜜炙過程中黃芪與煉蜜化學(xué)成分之間相互作用，從而導(dǎo)致藥理活性改變，因此，蜜炙品相較于生品補(bǔ)中益氣、潤燥作用顯著增強(qiáng)，為中醫(yī)補(bǔ)氣之要藥，臨床多用于肺虛氣短、氣虛血弱、氣虛便秘、內(nèi)傷勞倦等[2]。因炙黃芪臨床使用量較大，對炙黃芪工藝研究報道較多，但評價方法多集中于黃芪甲苷含量、外觀質(zhì)量等，缺少整體綜合性的比較研究[3-6]。多屬性決策（multiple attribute decision making，MADM）也稱有限方案多目標(biāo)決策，是指在同時考慮多個屬性的情況下，選擇最優(yōu)備選方案或進(jìn)行方案排序的決策問題，是現(xiàn)代決策科學(xué)的一個重要組成部分[7]。多屬性決策方法克服了由于單一指標(biāo)或指標(biāo)選取不全面等原因?qū)е碌臎Q策偏差，豐富了決策結(jié)果包含的信息量，使最終決策結(jié)果可信度更高。多屬性決策與中藥炮制研究有機(jī)結(jié)合，根據(jù)重要程度賦予相應(yīng)權(quán)重，對不同的評價體系所得結(jié)果進(jìn)行數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化，最終獲得綜合評分，為中藥的工藝探索和質(zhì)量評價研究等提供了一個更好的思路?；诖?，本實(shí)驗結(jié)合權(quán)重理念，考察不同因素對炙黃芪綜合評分的的影響，優(yōu)化黃芪最佳蜜炙工藝。

1 儀器與材料

Agilent 1260型高效液相色譜儀、Agilent G4260蒸發(fā)光散射檢測器、安捷倫Zorbax SB-C18色譜柱，美國Agilent公司；GCK3308全自動空氣源，北京中惠普分析技術(shù)研究所；藥典四號篩，浙江上虞市紗網(wǎng)廠；Models-30-1060鼓風(fēng)干燥箱，美墨爾特有限公司；DK-98-2水浴鍋、DX-60小型藥材粉碎機(jī)，天津市泰斯特儀器有限公司；CX-60藥材斷片機(jī)，邢臺億資萊機(jī)械制造有限公司；XS 205D電子分析天平，瑞士梅特勒托利多公司；GCK3308全自動空氣源，北京中惠普分析技術(shù)研究所；U3900紫外分光光度計，日本日立公司；RJ2202賽米控電磁爐，賽米控電子科技有限公司。

黃芪藥材由甘肅中天藥業(yè)責(zé)任有限公司提供，經(jīng)天士力鄂秀輝高級工程師鑒定為豆科黃芪屬植物蒙古黃芪(Fisch.) Bge. var.(Bge.) Hsiao的干燥根。甲醇為分析純，購于天津市康科德化學(xué)試劑有限公司；乙腈為色譜純，購于美國默克公司；水為超純水。對照品黃芪甲苷（批號110781-201717，質(zhì)量分?jǐn)?shù)≥97.4%）、毛蕊異黃酮苷（批號111920-201505，質(zhì)量分?jǐn)?shù)≥97.6%）購自中國藥品食品檢定研究院。

2 方法與結(jié)果

2.1 權(quán)重研究

2.1.1 權(quán)重對比矩陣 采用優(yōu)序圖法設(shè)計評價指標(biāo)兩兩對比矩陣[8]，送予5位來自中藥炮制、質(zhì)量控制等方向黃芪研究專家（A～E），并基于群決策、聚類分析及矩陣相容性理論確認(rèn)專家權(quán)重系數(shù)（），最終集成評價指標(biāo)的最終權(quán)重（z）。對比矩陣如表1（以專家A為例）所示，打分方式：指標(biāo)α、β，指標(biāo)α重要性大于指標(biāo)β，則指標(biāo)α得1分；指標(biāo)β作用大于指標(biāo)α，則指標(biāo)α得0分；指標(biāo)α與指標(biāo)β同等重要，則各得0.5分。

2.1.2 權(quán)重結(jié)果統(tǒng)計 根據(jù)專家填寫的權(quán)重對比矩陣計算各指標(biāo)的權(quán)重，結(jié)果見表2。根據(jù)各專家對于不同指標(biāo)的權(quán)重賦予結(jié)果，建立專家之間評價相似矩陣，并求得傳遞矩陣。根據(jù)傳遞矩陣結(jié)果進(jìn)行聚類分析[9-11]。根據(jù)已有的研究結(jié)果，矩陣相容性的指標(biāo)臨界值為0.8左右，故在本實(shí)驗中取閾值為0.730 1＜矩陣相容性指標(biāo)取值（）＜0.879 4，可以將專家分為4類：｛C，E｝、｛B｝、｛D｝、｛A｝，則αC＝αE＝2，αB＝1，αD＝1，αA＝1，采用歸一化法計算專家權(quán)重可知，C＝E＝2/7，B＝D＝A＝1/7。根據(jù)專家自身權(quán)重系數(shù)，結(jié)合專家賦權(quán)結(jié)果，計算集成后權(quán)重（由于飲片完整性、顏色權(quán)重過低，故不再將其列為綜合考察指標(biāo)），結(jié)果見表3。

表1 炙黃芪飲片蜜炙工藝指標(biāo)權(quán)重統(tǒng)計(專家A)

表2 專家權(quán)重統(tǒng)計

表3 綜合權(quán)重統(tǒng)計

2.2 考察指標(biāo)測定

2.2.1 水分測定 稱取炙黃芪飲片5 g，于已干燥至恒定質(zhì)量的蒸發(fā)皿中平鋪，精密稱定后于105 ℃下干燥4 h，取出，置干燥器中，冷卻30 min，精密稱定，繼續(xù)將樣品及蒸發(fā)皿放置于105 ℃下干燥1 h后取出，放冷30 min，精密稱定，至連續(xù)2次稱定質(zhì)量之間誤差不超過5 mg為止。依據(jù)減少的質(zhì)量，計算樣品中含水量[1]。

2.2.2 浸出物含量測定 稱取炙黃芪飲片粉末約4 g（過2號篩），精密稱定（1），置250 mL磨口錐形瓶中，精密加入純化水100 mL，密塞，冷浸，前6 h內(nèi)時時振搖，再靜置18 h。濾過，精密量取續(xù)濾液20 mL，置已干燥至恒定質(zhì)量（2）的蒸發(fā)皿中，100 ℃水浴蒸干后105 ℃干燥3 h，置干燥器中冷卻30 min，迅速精密稱定質(zhì)量。繼續(xù)將樣品及蒸發(fā)皿放置于105 ℃下干燥1 h后取出，放冷30 min，精密稱定（3），至連續(xù)2次稱定質(zhì)量之間誤差不超過5 mg為止[1]。

浸出物含量＝(3－2)×5/1

2.2.3 總皂苷含量測定[12]

（1）供試品制備：取黃芪藥材粉末（過60目篩）0.5 g，精密稱定，加甲醇25 mL，加熱回流1 h，濾過，減壓回收甲醇（65 ℃），殘渣用25 mL水飽和正丁醇分3次轉(zhuǎn)移至分液漏斗中，氨試液洗滌3次，每次15 mL，正丁醇層減壓回收至干，甲醇溶解，溶液轉(zhuǎn)移至25 mL量瓶中并定容至刻度，搖勻，即得檢測黃芪總皂苷的供試品溶液。

（2）線性關(guān)系考察：取黃芪甲苷對照品適量，加甲醇配制成含黃芪甲苷205.6 μg/mL的對照品溶液。精密量取0、0.2、0.4、0.6、0.8、1.0 mL對照品溶液于具塞玻璃試管中，空氣吹干溶劑，加入質(zhì)量分?jǐn)?shù)為5%香草醛-冰醋酸溶液0.2 mL，高氯酸溶液0.8 mL，渦旋混勻，60 ℃水浴加熱20 min。取出冰浴至室溫?？焖偌尤氡姿? mL，渦旋混勻，539 nm波長下測定吸光度值。該波長下黃芪對照品溶液及黃芪皂苷供試品溶液在此波長下有最大吸收。以質(zhì)量濃度為橫坐標(biāo)（），吸光度值為縱坐標(biāo)（），繪制標(biāo)準(zhǔn)曲線，得回歸方程＝4.101 3－0.042 8，＝0.999 5。

（3）測定方法：精密量取供試品溶液各0.5 mL于具塞玻璃試管中，空氣吹干后，加質(zhì)量分?jǐn)?shù)為5%香草醛-冰醋酸溶液0.2 mL，高氯酸溶液0.8 mL，60 ℃水浴加熱20 min，取出后立即冰浴，冷卻至室溫，再加入冰醋酸5 mL，搖勻，用于吸光度值的測定，通過回歸方程計算得到黃芪總皂苷含量。

2.2.4 總多糖含量測定[13-14]

（1）供試品溶液的制備：精密稱取黃芪藥材粉末1 g，加入純化水12 mL，超聲提取，超聲溫度65 ℃，超聲時間13 min，功率300 W，頻率40 kHz。提取結(jié)束后11 000 r/min離心5 min，取上清液1 mL，加入無水乙醇4 mL，4 ℃冰箱冷藏放置過夜。次日，11 000 r/min離心5 min，棄去上清液，沉淀加純化水溶解，定容至100 mL量瓶，搖勻，即為供試品溶液。

（2）線性關(guān)系考察：取105 ℃下干燥至恒定質(zhì)量的無水葡萄糖102.12 mg，配制成含葡萄糖0.102 mg/mL的葡萄糖對照品溶液。分別取0、0.2、0.4、0.6、0.8、1.0 mL對照品溶液于15 mL離心管中，加蒸餾水至1 mL，加入5%苯酚溶液1 mL，搖勻，再快速加入5 mL 95%濃硫酸，渦旋均勻。于30 ℃下反應(yīng)20 min，流水浴冷卻至室溫，于485 nm處測定吸光度。葡萄糖對照品和黃芪多糖供試品溶液在此波長處有共同的最大吸收，以吸光度值為縱坐標(biāo)（），質(zhì)量濃度為橫坐標(biāo)（），繪制標(biāo)準(zhǔn)曲線，得回歸方程＝7.681 4－0.012 9，＝0.996 0。

（3）測定方法：取供試品溶液0.5 mL于15 mL離心管中，加入5%苯酚溶液1 mL，再快速加入濃硫酸5 mL，渦旋均勻，30 ℃下反應(yīng)反應(yīng)20 min，流水浴冷卻至室溫，于485 nm處測定吸光度，通過回歸方程計算得到黃芪總多糖含量。

2.2.5 總黃酮含量測定[15-16]

（1）供試品溶液的制備：取黃芪炮制品，精密稱定，取樣量按生品折算為2 g，每組平行3份，加34 mL 70%乙醇，冷浸1 h，水浴回流提取75 min，放涼，濾過，濾液濃縮并定容至25 mL量瓶中，得總黃酮供試品溶液。

（2）對照品溶液的制備：取毛蕊異黃酮苷對照品適量，精密稱定，加甲醇制成含毛蕊異黃酮苷0.5 mg/mL的溶液，即得毛蕊異黃酮苷對照品溶液。

（3）線性關(guān)系考察：毛蕊異黃酮葡萄糖苷溶液的制備：取0.5 mg/mL毛蕊異黃酮苷甲醇溶液，分別吸取0.2、0.4、0.6、0.8、1.0 mL于25 mL量瓶中，加甲醇定容。以空白溶劑為對照，以吸光度值為縱坐標(biāo)（），質(zhì)量濃度為橫坐標(biāo)（），繪制標(biāo)準(zhǔn)曲線，進(jìn)行線性擬合，得回歸方程＝41.551＋0.039 4，＝0.999 8。

（4）測定方法：取1 mL供試品溶液于50 mL量瓶中，加甲醇定容。以甲醇為空白對照，加入石英比色池中，于280 nm處測定吸光度，通過回歸方程計算得到黃芪總黃酮含量。

2.2.6 毛蕊異黃酮苷含量的測定[1]

（1）對照品溶液的制備：取毛蕊異黃酮苷對照品適量，精密稱定，加甲醇制成含毛蕊異黃酮苷50 μg/mL的溶液，即得毛蕊異黃酮苷對照品溶液。

（2）供試品溶液制備：取各批次黃芪藥材粉末1 g，精密稱定，置圓底燒瓶中，精密加入甲醇50 mL，稱定質(zhì)量，水浴加熱回流4 h，放冷，用甲醇補(bǔ)足減失的質(zhì)量，搖勻，濾過，精密量取續(xù)濾液25 mL，置蒸發(fā)皿中，蒸干，殘渣加甲醇溶解，轉(zhuǎn)移至5 mL量瓶中，定容，搖勻，用0.22 μm微孔濾膜濾過，即得供試品溶液。

（3）色譜條件：G1311B型四元泵、G7129A型進(jìn)樣模塊、G4212B型柱溫箱、G1316A型檢測器，Empower 3.0工作站；色譜柱為安捷倫Zorbax SB- C18柱（250 mm×4.6 mm，5 μm）；流動相為乙腈- 0.2%甲酸水溶液，梯度洗脫：0～20 min，80%～60%乙腈；20～30 min，60%乙腈；檢測波長為260 nm；柱溫25 ℃；進(jìn)樣量10 μL；理論板數(shù)按毛蕊異黃酮葡萄糖苷峰計算不低于3000。

（4）樣品測定：分別精密吸取毛蕊異黃酮苷對照品溶液與供試品溶液各10 μL，注入液相色譜儀，按照上述色譜條件進(jìn)樣測定，計算毛蕊異黃酮苷的含量。

2.2.7 黃芪甲苷含量的測定[1]

（1）對照品溶液的制備：取黃芪甲苷對照品適量，精密稱定，加80%甲醇制成含黃芪甲苷0.5 mg/mL的溶液，即得黃芪甲苷對照品溶液。

（2）供試品溶液的制備：取各批次黃芪藥材粉末4 g，精密稱定，置具塞錐形瓶中，精密加入50 mL含4%濃氨的80%甲醇溶液，密塞，加熱回流1 h，放冷，用上述溶劑補(bǔ)足減失的質(zhì)量，搖勻，濾過，精密量取續(xù)濾液25 mL，置蒸發(fā)皿中，蒸干，殘渣加80%甲醇溶解，轉(zhuǎn)移至5 mL量瓶中，定容，搖勻，用0.22 μm微孔濾膜濾過，即得供試品溶液。

（3）色譜條件：G1311B型四元泵、G7129A型進(jìn)樣模塊、G4212B型柱溫箱、G1316A型檢測器，Empower 3.0工作站；色譜柱為安捷倫Zorbax SB- C18柱（250 mm×4.6 mm，5 μm）；以乙腈-水（32∶68）為流動相；蒸發(fā)光散射檢測器檢測；柱溫25 ℃；進(jìn)樣量20 μL；理論塔板數(shù)按黃芪甲苷峰計算不低于4000。

（4）樣品測定：分別精密吸取對照品溶液5、10 μL，供試品溶液20 μL，注入液相色譜儀，按照上述色譜條件進(jìn)樣測定，用外標(biāo)兩點(diǎn)法對數(shù)方程計算黃芪甲苷含量，即得。

2.2.8 綜合得分 實(shí)際測得數(shù)據(jù)經(jīng)數(shù)據(jù)歸一化去除單位限制，各指標(biāo)權(quán)重與歸一化得分相乘，再加和，得最終綜合得分。

綜合得分＝浸出物得分×0.074 7＋總皂苷得分×0.136 7＋總多糖得分×0.125 8＋總黃酮得分×0.129 5＋黃芪甲苷得分×0.187 5＋毛蕊異黃酮苷得分×0.183 9＋含水量得分×0.094 6

2.3 樣品制備

取篩去雜質(zhì)后的黃芪藥材飲片200 g，根據(jù)實(shí)驗設(shè)計方案將藥材進(jìn)行悶潤等前處理，將鍋面燒至實(shí)驗設(shè)定的炒制溫度，炒制實(shí)驗設(shè)定的時間，取出，放涼。

2.4 Plackett-Burman實(shí)驗篩選蜜炙工藝顯著影響因素

2.4.1 實(shí)驗設(shè)計 采用Design-Expert 12.0軟件設(shè)計Plackett-Burman實(shí)驗，以浸出物含量（1）、總皂苷含量（2）、總多糖含量（3）、總黃酮含量（4）、黃芪甲苷含量（5）、毛蕊異黃酮苷含量（6）、含水量（7）、綜合得分（）為考察指標(biāo)，篩選對蜜炙工藝影響較為顯著的因素進(jìn)行進(jìn)一步考察，分別為虛擬指標(biāo)（1）、燜潤前是/否烘干（2）、燜潤時間（3）、燜潤溫度（4）、蜜水稀釋比（5）、煉蜜類型（嫩蜜/中蜜，6）、炒制時間（7）、炒制溫度（8）。

2.4.2 數(shù)據(jù)歸一化處理 數(shù)據(jù)的標(biāo)準(zhǔn)化是將數(shù)據(jù)按比例縮放，使之落入一個小的特定區(qū)間。去除數(shù)據(jù)的單位限制，將其轉(zhuǎn)化為無量綱的純數(shù)值，便于不同單位或量級的指標(biāo)能夠進(jìn)行比較和加權(quán)，而最典型手段即為歸一化處理[17]。本實(shí)驗采用min-max法對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行線性變換，使之落入［0，1］區(qū)間。

2.4.3 顯著性指標(biāo)篩選 實(shí)驗設(shè)計方案及結(jié)果如表4所示，采用Design-Expert 12.0對軟件對Plackett- Burman實(shí)驗結(jié)果進(jìn)行方差分析，結(jié)果見表5。由方差分析可以看出，模型＝12.10，＝0.032 4，2＝0.969 9說明該多項式模型中各因素與響應(yīng)值之間的線性關(guān)系顯著，響應(yīng)面模型可信度高，分析結(jié)果可信。Adeq Precision＞4的表示響應(yīng)充分，模型可用于空間設(shè)計。

加權(quán)綜合得分?jǐn)M合方程為＝0.452 889＋0.013 855 51－0.051 062 42＋0.012 024 93－0.015 451 64－0.017 912 85－0.025 236 76－0.04 033 867＋0.028 900 98，方差分析結(jié)果可知燜潤前烘干、蜜水稀釋比、炒制溫度、炒制時間以及煉蜜類型均對炙黃芪藥材質(zhì)量有重要作用（＜0.15，因Plackett-Burman僅為2水平實(shí)驗，誤差概率較大，故在選取顯著性使可適當(dāng)放大其值）。由值大小（＜0.05）及數(shù)據(jù)模擬分析，燜潤前烘干與否具有顯著性差異，故默認(rèn)在后續(xù)試驗中，統(tǒng)一采用60 ℃烘干半小時后的飲片。受蜜源單一等因素影響，故在本次蜜炙工藝考察中不進(jìn)行考察。

表4 Plackett-Burman實(shí)驗設(shè)計方案及結(jié)果(歸一化)

表5 Plackett-Burman試驗設(shè)計的因素水平及效應(yīng)分析

2.5 爬坡實(shí)驗

響應(yīng)面實(shí)驗設(shè)計中，為建立有效的響應(yīng)面擬合方程，所選各因素的水平需接近最大綜合評分值附近，故需進(jìn)行最陡爬坡實(shí)驗。因此根據(jù)Plackett- Burman實(shí)驗結(jié)果擬合方程設(shè)計爬坡步長和方向，設(shè)計實(shí)驗方案，實(shí)驗方案及綜合評分結(jié)果見表6。炮制過程中發(fā)現(xiàn)，當(dāng)炒制溫度為190 ℃時，極易出現(xiàn)焦片等現(xiàn)象，故選取綜合評價分值最優(yōu)范圍為溫度130～170 ℃，時間為4～6 min，蜜水稀釋比為1∶0.4～1∶0.8。

2.6 響應(yīng)面實(shí)驗

在爬坡實(shí)驗的基礎(chǔ)上，采用Design-Expert 12.0基于Box-Behnken設(shè)計法設(shè)計響應(yīng)面實(shí)驗，對顯著因素進(jìn)行進(jìn)一步優(yōu)化，對蜜水稀釋比（5）、炒制時間（7）、炒制溫度（8）3因素分別取3個水平，以加權(quán)綜合評分為其響應(yīng)指標(biāo)，采用Design-Expert 12.0設(shè)計軟件設(shè)計3因素3水平實(shí)驗，中心點(diǎn)重復(fù)5次，實(shí)驗設(shè)計方案及結(jié)果見表7，采用Design- Expert 12.0對實(shí)驗數(shù)據(jù)進(jìn)行方差檢驗分析，結(jié)果如表8所示。

由圖1可知，綜合得分的殘差正態(tài)分布趨近于直線，殘差與方程預(yù)測值之間無規(guī)律，預(yù)測值與實(shí)驗真實(shí)值接近一條直線，證明該模型假定正確，由方差分析表8可知飲片合格率響應(yīng)面實(shí)驗設(shè)計得到的多項式模型中＝9.03，＜0.05，說明該多項式模型中各因素與響應(yīng)值之間的線性關(guān)系顯著，響應(yīng)面模型可信度高。失擬項＝0.069 3＞0.05，失擬項不顯著，說明隨機(jī)誤差為實(shí)驗誤差的主要來源，未被納入因素或不明因素對實(shí)驗的結(jié)果影響程度較小，模型顯著。其相關(guān)系數(shù)2值為0.909 4，adj2值為0.818 8，實(shí)驗值與預(yù)測值之間一致性良好，說明該響應(yīng)面模型的可靠度比較高，誤差較小。方差分析結(jié)果顯示，52、72、82對綜合評分結(jié)果影響顯著。

加權(quán)綜合得分（）與蜜水稀釋比（5）、炒制時間（7）、炒制溫度（8）之間的二次多項式模型為＝0.643 8－0.012 723 85－0.034 987－0.004 88－0.028 057＋0.025 205 858－0.047 029 578－0.126 41252＋0.082 937 172＋0.117 99682，各因素及交互因素自由度均為1≤≤10，證明各因素相關(guān)性可容忍。

表6 最陡爬坡實(shí)驗設(shè)計及結(jié)果

表7 響應(yīng)面實(shí)驗設(shè)計方案及結(jié)果

表8 蜜炙工藝響應(yīng)面回歸模擬方差分析

利用模型可擬合出單因素作用曲線、以及兩兩因素相互作用響應(yīng)面圖（圖2～4）。通過擬合的曲線及響應(yīng)面圖，可以進(jìn)一步研究單因素、交互因素對加權(quán)綜合得分作用的強(qiáng)弱。響應(yīng)面圖（圖2）結(jié)果顯示，峰開口均朝下，表明該模型有中心最高點(diǎn)，與實(shí)驗結(jié)果符合。由圖形陡峭程度可知，因素交互對綜合得分影響程度較弱，不具顯著性，與方差分析結(jié)果吻合。

單因素曲線結(jié)果（圖3）顯示炒制溫度、炒制時間、蜜水稀釋比均對加權(quán)綜合得分有顯著性影響，均出現(xiàn)明顯的峰尖，由走勢可知，單因素對綜合得分結(jié)果影響顯著。圖4為兩兩因素交互作用時極端水平作用曲線，由圖可得出，不同因素之間交互作用對加權(quán)綜合得分影響不明顯。

2.7 模型優(yōu)化

用Design-Expert 12.0軟件優(yōu)化工藝參數(shù)，參數(shù)限制設(shè)置如表9。得到的最優(yōu)工藝為蜜水稀釋比1∶0.603 4時，炒制溫度為147.74 ℃，炒制時間為4.887 min。該條件下，加權(quán)綜合得分為0.645，其中，浸出物得分為0.627，含水量得分0.695，總黃酮得分0.324，毛蕊異黃酮苷得分0.791，黃芪甲苷得分0.695，總皂苷得分0.908，總多糖得分0.824。

圖1 殘差正態(tài)概率分布圖(A)、殘差與方程預(yù)測值的對應(yīng)關(guān)系圖(B)和預(yù)測值與試驗實(shí)際值的對應(yīng)關(guān)系圖(C)

圖2 因素交互響應(yīng)面圖

圖3 單因素響應(yīng)圖

圖4 極端水平因素交互作用圖

表9 參數(shù)優(yōu)化限制(編碼后)

2.8 驗證實(shí)驗

取同批次黃芪飲片200 g，按最佳優(yōu)化工藝平行炮制3份，實(shí)際測定數(shù)據(jù)見表10，歸一化（代入響應(yīng)面優(yōu)化數(shù)據(jù)）及綜合得分見表11，實(shí)驗結(jié)果顯示重復(fù)性樣品綜合得分與預(yù)測值差異較小，工藝穩(wěn)定可靠，可為后期蜜炙工藝開發(fā)提供參考。

表10 驗證試驗結(jié)果

表11 驗證試驗歸一化結(jié)果

3 討論

黃芪為中醫(yī)臨床常用補(bǔ)氣藥材，素有“十藥九芪”之說[18]。黃芪炮制方法有炒制，鹽制，酒炙，煮制，蜜制，醋制、輔藥汁制、米汁制等多種炮制方法[19]。黃芪蜜炙是由生黃芪充分吸收蜜液，加熱翻炒而得。中醫(yī)理論認(rèn)為黃芪蜜炙后可增強(qiáng)補(bǔ)中益氣、升陽固表的效果，從而用于脾肺氣虛，中氣下陷等證。傳統(tǒng)黃芪蜜炙工藝評價主要通過形態(tài)鑒定，如飲片顏色、氣味、觸感等，其炒制時間、溫度、加蜜量、蜜水稀釋比等變量沒有具體參考值，炙黃芪飲片質(zhì)量控制僅依賴于炮制工作者豐富的炮制經(jīng)驗，不同批次間容易出現(xiàn)質(zhì)量參差不齊等問題[2]。現(xiàn)代關(guān)于黃芪蜜炙工藝炮制文獻(xiàn)或?qū)＠麅H對于其指標(biāo)性成分含量進(jìn)行研究[20]，而對其整體性活性成分含量研究較少，此類工藝開發(fā)方法與中藥“多成分、多靶點(diǎn)”的特點(diǎn)不相符合。本文立足于黃芪生產(chǎn)中常用成分——浸出物、總皂苷、總黃酮、總多糖，結(jié)合藥典規(guī)定指標(biāo)性成分毛蕊異黃酮苷、黃芪甲苷對黃芪蜜炙工藝進(jìn)行考察、優(yōu)化，兼顧了中藥多成分的特點(diǎn)，采用響應(yīng)面實(shí)驗設(shè)計結(jié)合多屬性決策的實(shí)驗方法，優(yōu)化黃芪蜜炙工藝，經(jīng)優(yōu)化后，最佳工藝參數(shù)為黃芪悶潤前需進(jìn)行烘制，試驗過程中發(fā)現(xiàn)，烘制后黃芪藥材疏松，吸蜜更均勻，烘干后藥材與蜜液混勻（蜜液組成為煉蜜與水比例1∶0.603 4），室溫悶潤1 h，炒制溫度為147.74 ℃，炒制時間為4.887 min，成品綜合得分為0.645，重復(fù)驗證后中證明該工藝條件下黃芪蜜炙綜合得分為0.638 1～0.678 1，接近優(yōu)化值，各基礎(chǔ)參數(shù)變化幅度小，該工藝穩(wěn)定可行，可為工業(yè)化生產(chǎn)炙黃芪飲片建立提供參考。

利益沖突 所有作者均聲明不存在利益沖突

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honey roasting process optimization based on response surface and weighted score

YANG Zhi-cheng1, 2, 3, SUN Cai-hong1, 2, 3, E Xiu-hui2, 3, HE Yi2, 3

1. School of Traditional Chinese Pharmacy, China Pharmaceutical University, Nanjing 211198, China 2. Development Center of Modern Chinese Medicine, Research Institute of Tasly Holding Group Co., Ltd., Tianjin 300410, China 3. State Key Laboratory Critical Technology in Innovative Chinese Medicine, Tasly Pharmaceutical Group Co., Ltd., Tianjin 300410, China

To optimize the honey roasting process ofbyusing Box-Behnken response surface analysis method combined with multi-attribute decision-making.Taking honey-water dilution ratio, frying temperature, and frying time as investigating factors, and using the isoflavone glycosides, astragaloside IV, total saponins, total polysaccharides, total flavonoids, and water content in honey roastedas the inspection indicators, the optimal sequence diagram method was used to assign weights to each indicator and calculate the comprehensive weight.The optimal parameters of the honey roasting process ofwas the honey-water dilution ratio of 1:0.603 4, the frying temperature was 147.74 ℃, and the frying time was 4.887 min, the comprehensive score was 0.638—0.678.The honey roasting process ofwas optimized by response surface and weighted comprehensive score can effectively reduce the loss of ingredients in the process of processing. The decoction has good color and process reproducibility, which provides reliable theoretical evidence for the development of the honey roasting process of.

; honey roasting process; BBD experimental design; weighted scoring; process optimization; calycosin-7-glucoside; astragaloside IV; total saponins; total polysaccharides; total flavonoids

R283.1

A

0253 - 2670(2021)08 - 2247 - 10

10.7501/j.issn.0253-2670.2021.08.007

2020-12-12

國家科技重大專項課題——中醫(yī)藥優(yōu)勢領(lǐng)域的創(chuàng)新中藥關(guān)鍵技術(shù)開發(fā)研究（2017ZX09301005）

楊志城，男，碩士研究生，專業(yè)方向為工業(yè)藥學(xué)。E-mail: m15657995175@163.com

鄂秀輝，男，主要從事中藥新藥開發(fā)與質(zhì)量控制研究。E-mail: exh@tasly.com

何 毅，女，主要從事中藥新藥研究與開發(fā)。E-mail: hy@tasly.com

[責(zé)任編輯 鄭禮勝]