郭田甜，房兆營，竇希波，邵明杰，張微，郝豪奇，王立友，劉震遠*，關(guān)永霞*

1.魯南厚普制藥有限公司，山東 臨沂 276006；2.中藥制藥共性技術(shù)國家重點實驗室，山東 臨沂 276006；3.魯南貝特制藥有限公司，山東 臨沂 276006

柴黃片由柴胡、黃芩2 味中藥組成，具有清熱解表之功效，常用于風熱感冒，癥見發(fā)熱、周身不適、頭痛、咽喉腫痛等[1-3]。柴黃素片經(jīng)水提、粉碎等操作制得柴胡浸膏、黃芩藥粉及黃芩提取物，然后添加定量乙醇混合制粒，再加入適量輔料，壓片而得[4-5]。但是該片劑味苦，患者服藥依從性差，且片劑主要由中藥浸膏、藥粉制成，吸濕性強，會導(dǎo)致黃芩苷等功能性成分在保質(zhì)期內(nèi)含量下降，從而顯著降低藥品功效[6-7]。因此，可以采取對中藥素片進行包衣處理的方法來避免此類問題發(fā)生。

《中華人民共和國藥典》（以下簡稱《中國藥典》）2020 年版規(guī)定了柴黃片包衣為糖衣片或者薄膜衣片[8]。中藥片劑傳統(tǒng)包衣為糖衣，該方法生產(chǎn)過程復(fù)雜，不僅耗時、費力，而且糖衣片易吸潮、霉變，導(dǎo)致藥物有效期縮短[9-10]。薄膜包衣材料化學性質(zhì)穩(wěn)定，能較好地隔絕空氣與水分，具有防潮、避光、掩味、耐磨等優(yōu)點，而且不易產(chǎn)生裂片、霉點等劣變，能夠明顯延長藥物有效期[11-12]。鄒意華等[13]研究了利肝片的薄膜包衣工藝，結(jié)果表明包衣工藝合格率高、操作過程簡單、包衣效果良好，可以有效提升藥物穩(wěn)定性。薄膜包衣在藥物改良領(lǐng)域應(yīng)用性強、作用效果明顯。但是目前對柴黃片薄膜包衣技術(shù)方面的研究仍然鮮有報道[14]。

本研究在利用《中國藥典》2020 年版工藝生產(chǎn)出的柴黃素片的基礎(chǔ)上，采用響應(yīng)面分析法對柴黃片薄膜包衣工藝進行優(yōu)化。以綜合評分作為考察目標，探究進風溫度、包衣液體積分數(shù)、霧化壓力、滾筒轉(zhuǎn)速4 個關(guān)鍵工藝參數(shù)對柴黃片成品性狀及其穩(wěn)定性的影響，得出了柴黃片薄膜包衣最優(yōu)工藝條件，并對該條件下生產(chǎn)的薄膜衣片與糖衣片進行了后期穩(wěn)定性對比驗證實驗。柴黃薄膜包衣片市場前景廣闊，可為日后中藥片劑包衣研究提供參考。

1 材料

1.1 儀器

JB-Ⅱ型智能崩解儀（錦州科學儀器有限公司）；MS1003TS02 型電子天平（梅特勒-托利多有限公司）；BT100-2J 型調(diào)速型蠕動泵（保定蘭格恒流泵有限公司）；CHC-48 型高效包衣機（江蘇創(chuàng)志科技股份有限公司）；Ultimate 3000 型高效液相色譜儀（賽默飛科技有限公司）；JJ-1 增力型電動攪拌器（江蘇杰瑞爾電器有限公司）；GZX-9240MBE 型電熱鼓風干燥箱（上海博迅實業(yè)有限公司）。

1.2 試藥

綠色胃溶型薄膜包衣預(yù)混劑（上海新菲爾生物制藥工程技術(shù)有限公司，批號：1901027）；對照品黃芩苷（中國食品藥品檢定研究院，批號：110715-201821，純度：99.0%）；甲醇為色譜純；水為超純水。

柴胡飲片（批號：190208）、黃芩飲片（批號：190203）、柴黃素片（批號：190220）、柴黃糖衣片（批號：190222）均來源于魯南厚普制藥有限公司，柴胡飲片、黃芩飲片經(jīng)魯南厚普制藥有限公司質(zhì)檢中心高級工程師范建偉鑒定為正品。

2 方法

2.1 柴黃片薄膜包衣片工藝優(yōu)化

2.1.1 包衣液的制備 根據(jù)料液比10%～20%的標準，量取一定體積的純化水置于燒杯內(nèi)，打開JJ-1增力型電動攪拌器，向燒杯內(nèi)緩緩加入按片芯總質(zhì)量2%～6%標準稱取的薄膜包衣預(yù)混劑，攪拌30 min后備用[15]。

2.1.2 薄膜包衣過程 打開熱風對包衣鍋預(yù)熱，加熱至45 ℃左右時，在包衣鍋中放入硬度適宜的片芯，將包衣鍋轉(zhuǎn)速調(diào)為6～18 r·min–1；打開蠕動泵，包衣液在噴槍槍口處以霧化的形式噴灑到旋轉(zhuǎn)的片芯表面，包衣液噴灑結(jié)束后利用熱風繼續(xù)干燥，直至片劑表面完整、光潔、色澤均勻，熱風干燥10 min[16]。

本研究篩選柴黃片薄膜包衣合格率與崩解時限2 項指標綜合評分考察包衣工藝。包衣合格率為特征指標，崩解時限主要影響有效成分溶出度，權(quán)重系數(shù)各占1/2，綜合評分為2 項指標評分之和。將柴黃片吸濕性、崩解時限、黃芩苷含量作為后期穩(wěn)定性試驗的考察指標。評分標準見表1。

表1 柴黃片薄膜包衣工藝綜合評分標準

2.2 響應(yīng)面試驗設(shè)計

根據(jù)Box-Behnken 試驗設(shè)計原理和單因素試驗結(jié)果，選取進風溫度（A）、包衣液體積分數(shù)（B）、霧化壓力（C）、滾筒轉(zhuǎn)速（D）4個影響因素，以綜合評分作為響應(yīng)值，各取3 個水平，進行四因素三水平響應(yīng)面優(yōu)化試驗，試驗因素與水平見表2。

表2 柴黃片薄膜包衣工藝響應(yīng)面試驗因素水平

2.3 指標測定

2.3.1 吸濕性的測定 將適量氯化鈉飽和溶液放于玻璃干燥器底部，將干燥器于25 ℃、相對濕度75%的環(huán)境中放置1 d，取樣品12 片平鋪于質(zhì)量恒定的稱量瓶內(nèi)，開蓋放在玻璃干燥器中定時稱質(zhì)量，按公式（1）計算吸濕率[17]。

2.3.2 崩解時限的測定 隨機取樣品12 片，均勻放置于吊籃玻璃孔內(nèi)，加水適量，淹沒過藥片上部0.5 cm，蓋上內(nèi)蓋，防止樣品溢出，開啟崩解儀測定崩解時限[18]。

2.3.3 包衣合格率的測定 包衣后的產(chǎn)品出現(xiàn)邊緣磨損或者原藥色澤不均、性狀不規(guī)整等現(xiàn)象，均判定為不合格[8]。按公式（2）計算包衣合格率。

2.3.4 黃芩苷含量測定

2.3.4.1 色譜條件 Agilent-014色譜柱；流動相：甲醇-水-磷酸（47.0∶53.0∶0.2）；柱溫：50 ℃；流速：0.8 mL·min–1；檢測波長：280 nm；進樣量：20 μL。

2.3.4.2 對照品溶液的制備 精密稱定黃芩苷對照品適量，加甲醇制成質(zhì)量濃度為60 μg·mL–1的溶液，即得。

2.3.4.3 供試品溶液的制備 隨機選取柴黃片10片，除去包衣，研磨成細粉，分別精密稱取0.525 9、0.520 8、0.517 9 g 置100 mL 量瓶中，加入70%乙醇80 mL，超聲處理（250 kW，33 kHz）45 min，室溫冷卻，加70%乙醇至刻度，搖勻，濾過，精密量取濾液5 mL，置50 mL量瓶中，加甲醇至刻度，搖勻，即得。

2.3.4.4 供試品含量的測定 按2.3.4.1 項下色譜條件取對照品溶液和供試品溶液各20 μL 注入高效色譜儀，對照品溶液和供試品溶液中黃芩苷的保留時間均為11 min 左右，具體方法參照《中國藥典》2020年版標準[8]。

2.3.4.5 黃芩苷含量計算方法 按公式（3）計算黃芩苷含量。

式中A1為供試品峰面積，A0為對照品峰面積（圖1），C為對照品質(zhì)量濃度。

圖1 黃芩苷對照品溶液和供試品溶液HPLC圖

2.4 穩(wěn)定性考察

2.4.1 加速試驗 取樣品在加速條件下［溫度：（40±1）℃，相對濕度：（75±1）%］放置6 個月，分別于0、1、2、3、4、5、6 個月取樣檢測，考察吸濕性、崩解時限和黃芩苷含量變化情況。

2.4.2 長期試驗 取樣品在常規(guī)條件下［溫度：（25±1）℃，相對濕度：（60±5）%］放置24 個月，分別于0、3、6、9、12、18、24 個月取樣檢測，考察吸濕性、崩解時限和黃芩苷含量變化情況。

2.5 數(shù)據(jù)分析

利用Design Expert 10.0 及Excel 軟件對試驗數(shù)據(jù)進行分析處理，每個樣品3次重復(fù)，取平均值。

3 結(jié)果與分析

3.1 響應(yīng)面試驗設(shè)計與結(jié)果

根據(jù)單因素試驗結(jié)果，以A、B、C、D為自變量，綜合評分為響應(yīng)值設(shè)計Box-Behnken試驗，試驗方案及結(jié)果見表3。采用Design Expert 10.0 軟件對試驗數(shù)據(jù)進行二次響應(yīng)面回歸分析，得到的柴黃片綜合評分（Y）與各因變量的模擬方程：Y=82.94–0.058A+0.56B–0.48C+0.41D+0.28AB–0.37AC–0.23AD+0.075BC+0.33BD+0.22CD– 1.57A2– 2.12B2–1.77C2–1.77D2。

表3 柴黃片薄膜包衣工藝響應(yīng)面試驗方案及結(jié)果

3.2 回歸模型顯著性檢驗及方差分析

根據(jù)表4 可知，回歸模型P值<0.001，表明該模型顯著，方程可以正確表明感官評分與各因素的關(guān)系。r為0.979 5，表明實測值和預(yù)測值間擬合度很高[19]。表中失擬項P值（0.445 2）>0.05，表示極不顯著，證明了該回歸模型與試驗擬合度極高。表中B、C、D、A2、B2、C2、D2各項的P值均小于0.01，對響應(yīng)值影響極顯著。根據(jù)F值可以看出影響綜合評分因素的順序為B>C>D>A。

表4 柴黃片薄膜包衣工藝響應(yīng)面二次回歸模型方差分析

3.3 響應(yīng)曲面及等高線分析

響應(yīng)曲面與等高線圖能夠直觀反應(yīng)各因素間交互作用對綜合評分的影響。響應(yīng)面圖中曲面頂峰代表交互作用綜合評分最佳數(shù)值，曲面弧度越大則代表兩因素交互作用越顯著；在等高線圖分析中，等高線呈橢圓形時表示兩因素之間交互作用比較明顯，呈圓形則表示兩因素交互作用不太明顯[20]。如圖2所示，進風溫度與包衣液體積分數(shù)、進風溫度與霧化壓力、包衣液體積分數(shù)與滾筒轉(zhuǎn)速間3 組交互作用比較顯著，綜合評價水平值取0 左右時呈現(xiàn)最佳狀況，與回歸模型顯著性檢驗及方差分析結(jié)果一致，而其余3組交互作用則不顯著。

圖2 柴黃片薄膜包衣工藝因素交互作用的響應(yīng)面圖和等高線圖

3.4 柴黃片薄膜包衣條件工藝驗證

響應(yīng)面得到該模型最優(yōu)條件：進風溫度65 ℃、包衣液體積分數(shù)12.138%、霧化壓力0.297 MPa、滾筒轉(zhuǎn)速12.36 r·min–1，為檢驗響應(yīng)面法所得結(jié)果的可靠性，根據(jù)實際生產(chǎn)條件，將制備工藝條件修正為進風溫度65 ℃、包衣液體積分數(shù)12%、霧化壓力0.3 MPa、滾筒轉(zhuǎn)速12 r·min–1，此條件下制備3批薄膜包衣片，結(jié)果見表5。表明上述工藝參數(shù)條件準確可靠，具有實際生產(chǎn)價值。

表5 柴黃片薄膜包衣條件工藝驗證實驗

3.5 穩(wěn)定性試驗

取柴黃薄膜包衣片（批號：190327）與糖衣片（批號：190222）樣品，對其進行加速及長期穩(wěn)定性對比試驗。兩者加速穩(wěn)定性對比試驗結(jié)果見表6。表6 表明，在加速期內(nèi)定期取樣進行指標檢測時薄膜包衣片外觀表征更好、吸濕性小、崩解時限短、黃芩苷含量保留量高，品質(zhì)明顯優(yōu)于糖衣片。

表6 柴黃片薄膜包衣片與糖衣片加速穩(wěn)定性對比試驗

長期穩(wěn)定性對比試驗結(jié)果見表7，表7 表明柴黃片在長期儲存過程中，薄膜包衣的方式較糖衣效果更好，藥物有效期得到有效延長。因此，綜合以上討論表明了柴黃片薄膜包衣法明顯優(yōu)于糖衣包衣法。

表7 柴黃片薄膜包衣片與糖衣片長期穩(wěn)定性對比試驗

4 結(jié)果與討論

為了有效利用柴黃片的藥用價值，充分保留柴黃片中以黃芩苷為代表的功能成分，延長藥物有效期，需對柴黃素片進行薄膜包衣。本研究利用響應(yīng)曲面法對柴黃片薄膜包衣工藝條件進行優(yōu)化，得出最佳包衣工藝參數(shù)：進風溫度65 ℃、包衣液體積分數(shù)12%、霧化壓力0.3 MPa、滾筒轉(zhuǎn)速12 r·min–1，該條件下綜合評分為83.03 分。通過模型可知，各因素對產(chǎn)品綜合評分的影響順序依次為B>C>D>A。將該條件下包衣的柴黃片與糖衣片進行加速及長期穩(wěn)定性對比試驗，結(jié)果表明，薄膜包衣片外觀表征更好、吸濕性弱、崩解時限短、黃芩苷含量保留量高，藥物有效期長。但在試驗中若出現(xiàn)滾筒轉(zhuǎn)速過低、進風溫度過低或霧化壓力過大時，薄膜包衣片易產(chǎn)生粘結(jié)、難以干燥等問題；反之則會導(dǎo)致干燥過快，衣片表面出現(xiàn)“皺皮”現(xiàn)象。因此，實際生產(chǎn)中需要精準控制以上參數(shù)條件。本研究證明了經(jīng)響應(yīng)面優(yōu)化后具有明確參數(shù)的薄膜包衣法可以用于柴黃片的批量生產(chǎn)，市場前景廣闊，可為相關(guān)中藥片劑的包衣研究提供參考。