張 微，紀(jì)紅英，邵明杰，竇希波，郭田甜，畢艷艷，王善棟，林 鳳

(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(guó)家重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，山東 臨沂 276006；3.山東省食品藥品審評(píng)查驗(yàn)中心，山東 濟(jì)南 250014 )

柴黃片處方由柴胡、黃芩兩味中藥組成，功效為清熱解毒，用于治療風(fēng)熱感冒[1-3]。柴胡-黃芩為臨床常用藥對(duì)，最早出自漢代張仲景《傷寒論》[4]中柴胡系列方中，此藥對(duì)功效為清熱疏肝、和解少陽(yáng)，多次出現(xiàn)于古代醫(yī)學(xué)典籍，如《金匱要略》[5]、《普濟(jì)方》[6]等，主要用于治療感冒發(fā)熱的少陽(yáng)證，為和解少陽(yáng)方劑中最具有代表意義的配伍[7]。

柴黃片為半浸膏片劑，提取物粘性大，制劑工藝影響因素較多。目前，響應(yīng)曲面優(yōu)化中藥制劑工藝條件的方法已較普遍，缺點(diǎn)為該法極易受人為主觀因素影響而導(dǎo)致結(jié)果存在偏差[8]。王優(yōu)杰等[9]研究模糊數(shù)學(xué)在中藥口服液矯味中的應(yīng)用，此法基于模糊數(shù)學(xué)的綜合評(píng)價(jià)方法，解決多因素、多指標(biāo)評(píng)估問題的數(shù)學(xué)模型，若將此法結(jié)合響應(yīng)曲面共同優(yōu)化中藥制劑工藝，可有效解決主觀評(píng)價(jià)指標(biāo)受人為因素影響導(dǎo)致評(píng)價(jià)結(jié)果重復(fù)性差等問題，使藥品生產(chǎn)工藝參數(shù)準(zhǔn)確，藥效得到保障。此方法在中藥片劑生產(chǎn)過程中的使用及評(píng)價(jià)報(bào)道較少[10]。

本研究采用模糊數(shù)學(xué)綜合評(píng)價(jià)法結(jié)合響應(yīng)曲面模型對(duì)柴黃片制劑進(jìn)行工藝優(yōu)化。主要研究潤(rùn)濕劑種類、料液比、助流劑使用量及崩解劑加入方式，確定制軟材、制粒、壓片整個(gè)工藝過程，建立穩(wěn)定的柴黃片制劑生產(chǎn)工藝，為柴黃片大生產(chǎn)提供一定科學(xué)依據(jù)。

1 試藥與儀器

1.1 試藥

柴黃片為2020 年版《中國(guó)藥典》[11]收載品種，由柴胡、黃芩兩味藥材組成，試驗(yàn)所用藥材均來自魯南厚普制藥有限公司，經(jīng)魯南厚普制藥有限公司質(zhì)檢中心高級(jí)工程師范建偉鑒定為正品。藥用輔料：羧甲淀粉鈉（批號(hào)：201005，曲阜市天利藥用輔料有限公司）；硬脂酸鎂（批號(hào)：20211207，山東聊城阿華制藥股份有限公司）；淀粉（批號(hào)：20201004，山東聊城阿華制藥股份有限公司）。

1.2 儀器與設(shè)備

BT-1001 型智能粉體特性測(cè)定儀（丹東百特儀器有限公司）；CH-20 型臥式混合機(jī)、YK-140 型搖擺式顆粒機(jī)（丹東市五龍背制藥設(shè)備廠）；GZX-9240MBE 型電熱鼓風(fēng)干燥箱（上海博迅實(shí)業(yè)有限公司醫(yī)療設(shè)備廠）；LB-2D 型崩解時(shí)限測(cè)定儀、CJY-300C 型片劑脆碎度測(cè)定儀（上海黃海藥檢儀器有限公司）；ZPT-20 型旋轉(zhuǎn)式壓片機(jī)（遼寧天億機(jī)械有限公司）；MS1003TS02 型電子天平、HE83 快速水分測(cè)定儀（梅特勒-托利多有限公司）；DFY600C 型搖擺式高速粉碎機(jī)（溫嶺市林大機(jī)械有限公司）。

2 方法與結(jié)果

2.1 制備工藝

2.1.1 浸膏粉的制備 取1/3 黃芩藥材粉碎成細(xì)粉（80 目），備用；取2/3 黃芩藥材加水煎煮2 次，第1 次2 h，第2 次1 h，煎液濾過，合并濾液，放至80℃，用鹽酸調(diào)節(jié)pH 值至1.0 ～ 2.0，析出沉淀，放置，濾過，沉淀用水洗至中性，干燥，粉碎成細(xì)粉（80目），得黃芩提取物細(xì)粉；取柴胡藥材加水煎煮二次，每次2 h，煎液濾過，濾液合并，濃縮至適量，與黃芩細(xì)粉、黃芩提取物細(xì)粉混勻，制大顆粒，干燥，粉碎得浸膏粉，備用。

2.1.2 顆粒的制備 將浸膏粉與淀粉、羧甲基淀粉鈉混勻，以適量乙醇做潤(rùn)濕劑制軟材，用16 目篩制濕顆粒，60℃以下干燥，14 目篩整粒。烘干時(shí)間根據(jù)顆粒烘干后水分降低至5%以內(nèi)確定，物料量不同烘干時(shí)間不一樣。

2.1.3 片劑的制備 整粒后的顆粒，加入羧甲基淀粉鈉、硬脂酸鎂，制成0.5 g 片劑，包薄膜衣。

2.2 柴黃片制劑工藝優(yōu)化

2.2.1 權(quán)重的確定及評(píng)價(jià)因素標(biāo)準(zhǔn) 根據(jù)各評(píng)價(jià)指標(biāo)對(duì)柴黃片的影響程度，采用強(qiáng)制決定法[12]，確定各評(píng)價(jià)因素的權(quán)重。軟材情況、顆粒質(zhì)量、片劑重量差異、片劑脆碎度、片劑崩解時(shí)限的權(quán)重分別為0.15、0.15、0.2、0.25、0.25。

2.2.2 軟材及顆粒質(zhì)量的評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn) 制軟材評(píng)價(jià)指標(biāo)為“手握成團(tuán)、輕壓即散”，且成球較少；顆粒質(zhì)量評(píng)價(jià)指標(biāo)為烘干后顆粒較均勻，過16 目篩，含水量在1.41% ～ 3.70%時(shí)，可壓性與含水量呈正相關(guān)，故軟材情況、顆粒粒度質(zhì)量評(píng)價(jià)以優(yōu)（記5 分）、較優(yōu)（記4 分）、適中（記3 分）、較差（記2 分）、差（記1 分）為評(píng)語(yǔ)集[13]。根據(jù)響應(yīng)面試驗(yàn)方案進(jìn)行試驗(yàn)，由10 名實(shí)驗(yàn)人員對(duì)各工藝所制軟材情況、所得顆粒含水量按優(yōu)、較優(yōu)、適中、較差、差進(jìn)行投票。

2.2.3 片劑品質(zhì)評(píng)價(jià)的指標(biāo) 片劑成型品質(zhì)評(píng)價(jià)指標(biāo)為重量差異、脆碎度、崩解時(shí)限，具體評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)見表1。

表1 片劑成型品質(zhì)評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)Tab. 1 Evaluation standard of tablet forming quality

2.2.4 柴黃片制劑工藝響應(yīng)面實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì) 采用Design-Expert 10.0.0 軟件的Box-Behnken 設(shè)計(jì)，選取潤(rùn)濕劑用量（A）、料液比（B）、助流劑用量（C）、崩解劑加入方式（D）4 個(gè)影響因素，各取3 個(gè)水平，以模糊數(shù)學(xué)綜合評(píng)價(jià)得分作為響應(yīng)值，進(jìn)行四因素三水平響應(yīng)面優(yōu)化試驗(yàn)[14]，試驗(yàn)因素與水平見表2。

表2 試驗(yàn)因素水平Tab. 2 Level of test factor

2.2.5 模糊數(shù)學(xué)綜合評(píng)價(jià)法進(jìn)行綜合評(píng)價(jià) 根據(jù)FCEM 建立原則[15]設(shè)定：評(píng)價(jià)因素U=[軟材情況u1，顆粒質(zhì)量u2，重量差異u3，脆碎度u4，崩解時(shí)限u5]；評(píng)語(yǔ)V = [優(yōu)（記9 分），較優(yōu)（記8 分），適中（記6 分），較差（記5 分），差（記4 分）]；M 分別為軟材情況、顆粒質(zhì)量評(píng)語(yǔ)結(jié)果建立模糊關(guān)系矩陣；權(quán)重向量A = [軟材情況a1，顆粒質(zhì)量a2，重量差異a3，脆碎度a4，崩解時(shí)限a5]。

分別收集、匯總軟材情況與顆粒質(zhì)量得分票數(shù)、重量差異、脆碎度、崩解時(shí)限測(cè)定值對(duì)應(yīng)的評(píng)分?jǐn)?shù)記錄在表中。根據(jù)模糊變換原理，對(duì)軟材情況（u1）、顆粒質(zhì)量（u2）評(píng)價(jià)結(jié)果，建立模糊關(guān)系矩陣，計(jì)算綜合評(píng)價(jià)結(jié)果，Y = A × M。

現(xiàn)以組1 樣品的模糊矩陣M1 為例進(jìn)行計(jì)算Y1，其余Y2-Y29 同Y1 方法。

計(jì)算出Y 并分別與評(píng)語(yǔ)中對(duì)應(yīng)分值相乘，并加和重量差異（u3）、脆碎度（u4）、崩解時(shí)限（u5）的權(quán)重與評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)對(duì)應(yīng)分值的乘積，即得綜合評(píng)分Q1 =0 × 9 + 0 × 8 + 0.015 × 6 + 0.165 × 5 + 0.12 × 4 + 0.20 ×4 + 0.25 × 4 + 0.25 × 2 = 3.695。其余2-29 組類推，最終得到29 組樣品的全部模糊綜合評(píng)價(jià)總評(píng)分值，結(jié)果見表3。

表3 柴黃片各評(píng)價(jià)因素得分結(jié)果匯總Tab. 3 Summary of the score results of each evaluation factor of Chaihuang tablets

2.2.6 綜合評(píng)分方程建立與顯著性檢驗(yàn) 采用Design-Expert 10.0.0 軟件對(duì)試驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行二次響應(yīng)面回歸分析，得到柴黃片最優(yōu)工藝與各參數(shù)的模擬方程為：

綜合評(píng)分 = 3.64 + 0.12A- 0.033B+ 0.042C- 0.035D-0.019AB+ 5.000 × 10-3AC+ 0.010AD- 0.018BC+ 3.500 ×10-3BD- 0.029CD- 0.10A2- 0.060B2- 0.17C2- 0.10D2

根據(jù)表4 可知，回歸模型P＜0.000 1，處于極顯著水平，表明該模型顯著回歸，方程可以正確表明綜合評(píng)分與各因素關(guān)系。多元相關(guān)系數(shù)R2為0.902 0，說明90.20%以上的數(shù)據(jù)都可以通過該數(shù)學(xué)模型來解釋，表明實(shí)測(cè)值和預(yù)測(cè)值間擬合度高。表中失擬項(xiàng)P=0.165 ＞0.05，表示不顯著，證明了該回歸模型與試驗(yàn)擬合度極高?；貧w模型顯著性檢驗(yàn)及方差分析結(jié)果表明了采取響應(yīng)面法試驗(yàn)設(shè)計(jì)所得的回歸模型有效。

由表4 可以看出，模型的一次項(xiàng)A為極顯著 （P＜0.01），C為顯著（P＜0.05），B、D為不顯著（P＞0.05），交互項(xiàng)AB、AC、AD、BC、BD、CD的P值均高于0.05，均為不顯著。二次項(xiàng)A2、B2、C2、D2均表現(xiàn)為顯著（P＜0.05），這說明各因素之間與綜合評(píng)分是非線性關(guān)系。由各因素F值的大小得出各因素對(duì)綜合評(píng)分影響為：A＞C＞D＞B。

表4 回歸模型顯著性檢驗(yàn)及ANOVA 分析Tab.4 Regression model significance test and ANOVA analysis

2.2.7 綜合評(píng)分響應(yīng)面及等高線分析 通過圖1 可以直觀看出四種因素的交互作用對(duì)柴黃片綜合評(píng)分的影響。圖1a 顯示料液比一定時(shí)，隨著潤(rùn)濕劑中乙醇含量的增加，綜合評(píng)分增加，當(dāng)潤(rùn)濕劑種類的水平值超過0.66 左右時(shí)，綜合評(píng)分開始減少。這是因?yàn)椴顸S片為半浸膏制劑，制粒時(shí)物料粘性大，潤(rùn)濕劑乙醇含量定量增加時(shí)，可有效改善物料聚集成小團(tuán)塊及烘干后顆粒過硬、水分分布不均勻等現(xiàn)象，若再提高乙醇含量，軟材粘性降低，不易制成顆粒。由圖1b 可知，潤(rùn)濕劑種類一定時(shí)，隨著助流劑用量穩(wěn)或稍有下降，這說明助流劑使用量只能在一定范圍內(nèi)有效增加顆粒流動(dòng)性從而提高片劑質(zhì)量，與潤(rùn)濕劑增加，綜合評(píng)分增加，且在助流劑用量水平值0 附近時(shí)出現(xiàn)峰值，之后助流劑用量再增加時(shí)，綜合評(píng)分趨于平，與種類仍有一定的關(guān)系。圖1c 中潤(rùn)濕劑種類一定時(shí)，崩解劑加入方式水平值在0 左右時(shí)，其綜合評(píng)分最高，說明采取內(nèi)外結(jié)合的方式加入崩解劑相較于單純外加或是內(nèi)加崩解劑能夠有效縮短柴黃片的崩解時(shí)限。

圖1 因素交互作用的響應(yīng)面圖和等高線圖Fig. 1 Contour diagram and response surface diagram of factor interaction

2.3 最佳制劑工藝方案驗(yàn)證

經(jīng)Design-Expert 10.0 軟件分析，根據(jù)實(shí)際生產(chǎn)條件修正工藝參數(shù)，得出柴黃片的最佳制劑工藝方案為：潤(rùn)濕劑種類為88%乙醇，料液比為54%，助流劑硬脂酸鎂用量為0.3%，崩解劑為2%羧甲基淀粉鈉采用內(nèi)加法、1%羧甲基淀粉鈉外加法加入。按“2.1.2”方法制備3 份浸膏粉，分別將每份浸膏粉與2%羧甲基淀粉鈉、適量淀粉混勻，以88%乙醇作潤(rùn)濕劑、物料液固比例54%制軟材，用16 目篩制濕顆粒，60 ℃以下干燥，14 目篩整粒，加入1%羧甲基淀粉鈉、0.3%硬脂酸鎂，混合均勻后進(jìn)行壓片，制成每片0.5 g，包薄膜衣，即得驗(yàn)證樣品1、2、3。

由10 名實(shí)驗(yàn)人員對(duì)工藝過程中所制軟材情況、所得顆粒含水量及質(zhì)量進(jìn)行投票，對(duì)驗(yàn)證樣品1、2、3 的重量差異、脆碎度及崩解時(shí)限進(jìn)行測(cè)定，計(jì)算得綜合評(píng)分為3.686，與理論預(yù)測(cè)值相比其相對(duì)誤差約為0.05%，表明最佳制劑工藝條件切實(shí)可行，具有實(shí)際生產(chǎn)價(jià)值。

3 討論

柴黃片為半浸膏片劑，在加工過程中提取物粘性大、不易分離、成型困難，生產(chǎn)技術(shù)要求極高，工藝參數(shù)不精確會(huì)導(dǎo)致藥物功效差、有效期短等問題，因此要對(duì)片劑工藝過程精準(zhǔn)控制。

本研究采用模糊數(shù)學(xué)綜合評(píng)價(jià)法結(jié)合響應(yīng)曲面模型對(duì)柴黃片制劑進(jìn)行了工藝優(yōu)化，主要是對(duì)柴黃片的制劑工藝進(jìn)行探討并重點(diǎn)闡述處方中制劑的工藝優(yōu)化方法；以模糊數(shù)學(xué)法綜合評(píng)價(jià)軟材情況、顆粒質(zhì)量、片劑重量差異、脆碎度、崩解時(shí)限，將上述5 個(gè)維度的得分作為評(píng)價(jià)指標(biāo)，從而對(duì)潤(rùn)濕劑種類、料液比、助流劑用量、崩解劑加入方式4 個(gè)影響因素進(jìn)行優(yōu)化提升，得出最佳工藝參數(shù)。通過模型可知各因素對(duì)柴黃片綜合評(píng)分的影響順序依次為A＞C＞D＞B。該條件下3 批驗(yàn)證試驗(yàn)計(jì)算綜合評(píng)分為3.712，與理論預(yù)測(cè)值相似。

4 結(jié)論

本研究通過模糊數(shù)學(xué)綜合評(píng)價(jià)法結(jié)合響應(yīng)曲面模型工藝優(yōu)化建立了適合工業(yè)化生產(chǎn)的制劑工藝，對(duì)柴黃半浸膏片制劑工藝進(jìn)行定量化控制，經(jīng)驗(yàn)證，該制劑工藝條件切實(shí)可行，可用于柴黃片的批量生產(chǎn)，解決了制劑過程中提取物粘性大等技術(shù)難題，提高了制劑效率和產(chǎn)品質(zhì)量，降低了生產(chǎn)成本，為工藝優(yōu)化、質(zhì)量提升提供參考，對(duì)柴黃片在醫(yī)藥領(lǐng)域的推廣和應(yīng)用有積極意義，并且為相關(guān)中藥片劑的工藝優(yōu)化提供了一定理論依據(jù)。