張玖捌，張 偉, 2，王 彬，金詩婕，彭瑞潭，毛春芹，王嚇長，曹 暉，陸兔林*

基于Box-Behnken響應(yīng)面法的白芍產(chǎn)地加工與炮制生產(chǎn)一體化工藝研究

張玖捌1，張 偉1, 2，王 彬1，金詩婕1，彭瑞潭3，毛春芹1，王嚇長1，曹 暉4，陸兔林1*

1. 南京中醫(yī)藥大學(xué)藥學(xué)院，江蘇 南京 210023 2. 安徽中醫(yī)藥大學(xué)藥學(xué)院，安徽 合肥 230012 3. 保和堂（亳州）制藥有限公司，安徽 亳州 236800 4. 暨南大學(xué)藥學(xué)院，廣東 廣州 510632

針對白芍在傳統(tǒng)加工炮制過程中成分流失、生產(chǎn)工序重復(fù)等問題，利用響應(yīng)面法優(yōu)選白芍產(chǎn)地加工與炮制生產(chǎn)一體化（簡稱“一體化”）工藝。采用Box-Behnken響應(yīng)面試驗設(shè)計方法考察白芍一體化工藝中的煮制時間（1）、鮮藥材干燥時間（2）、鮮藥材干燥溫度（3）3個因素，以4種指標(biāo)性成分（兒茶素、芍藥內(nèi)酯苷、芍藥苷、1,2,3,4,6--五沒食子酰基葡萄糖）的總評歸一值（OD值）作為評價指標(biāo)，進(jìn)行一體化工藝優(yōu)化研究。白芍一體化最佳工藝條件為煮制時間14.11 min，鮮藥材干燥時間4.51 h，鮮藥材干燥溫度52.53 ℃。Box-Behnken響應(yīng)面法優(yōu)選白芍一體化工藝切實可行，具有較強(qiáng)的實際意義，為白芍飲片一體化加工生產(chǎn)提供了科學(xué)依據(jù)。

白芍；Box-Behnken響應(yīng)面法；產(chǎn)地加工與炮制生產(chǎn)一體化；總評歸一值；兒茶素；芍藥內(nèi)酯苷；芍藥苷；1,2,3,4,6--五沒食子?；咸烟?/p>

白芍為毛茛科植物芍藥Pall.的干燥根，其味苦、酸，性微寒，歸肝、脾經(jīng)，具有養(yǎng)血調(diào)經(jīng)、斂陰止汗、柔肝止痛、平抑肝陽的功效[1]。現(xiàn)代研究表明，白芍的化學(xué)成分主要為單萜苷類（芍藥苷、芍藥內(nèi)酯苷、氧化芍藥苷）、三萜類（齊墩果酸、白樺脂酸）、多酚類［（沒食子酸、1,2,3,4,6--五沒食子酰基葡萄糖（1,2,3,4,6-- pentagalloyl glucose，PGG）］、黃酮類（山柰酚、兒茶素）和多糖類[2]，具有抗炎[3-5]、免疫調(diào)節(jié)[6-7]、保肝[8-10]、抗抑郁[11-12]等多種藥理活性。

《中國藥典》2020年版規(guī)定白芍的產(chǎn)地加工方法為夏、秋二季采挖，洗凈，除去頭尾和細(xì)根，置沸水中煮后除去外皮或去皮后再煮，曬干。炮制方法為將白芍藥材洗凈、潤透、切薄片、干燥。因此，在白芍傳統(tǒng)的加工炮制過程中，產(chǎn)地加工和炮制生產(chǎn)過程相互脫節(jié)，白芍需要經(jīng)過2次完全干燥和反復(fù)潤制的過程，這不僅導(dǎo)致白芍的生產(chǎn)成本增加、生產(chǎn)效率降低，并且長時間的潤制過程易造成芍藥苷、芍藥內(nèi)酯苷等有效成分流失[13-14]。白芍產(chǎn)地加工與炮制生產(chǎn)一體化（簡稱“一體化”）工藝將產(chǎn)地加工與炮制生產(chǎn)2個獨立的生產(chǎn)環(huán)節(jié)由分段模式轉(zhuǎn)變?yōu)榻y(tǒng)一模式，具有摒除重復(fù)生產(chǎn)工序、降低加工成本、減少有效成分流失等優(yōu)勢，從而提升飲片質(zhì)量，保證臨床療效。

響應(yīng)面法作為一種經(jīng)典的數(shù)學(xué)統(tǒng)計方法，其作用在于通過一組確定的試驗，擬合成響應(yīng)面來模擬真實極限狀態(tài)曲線，并利用多元2次回歸方程表征考察因素與響應(yīng)值之間的關(guān)系，從而尋求最優(yōu)工藝參數(shù)[15-17]。兒茶素、芍藥內(nèi)酯苷、芍藥苷、PGG作為白芍中含量較高的幾種有效成分，對于臨床療效的發(fā)揮起著重要作用。因此，本實驗以4種成分含量的總評歸一值（overall desirability value，OD）為評價指標(biāo)，采用單因素實驗結(jié)合Box-Behnken響應(yīng)面效應(yīng)法優(yōu)選白芍一體化最佳工藝參數(shù)，為白芍的一體化生產(chǎn)提供參考和依據(jù)。

1 儀器與材料

1.1 儀器

Agilent 1200型高效液相色譜儀，美國Agilent公司；KQ-500B型超聲清洗機(jī)，昆山市超聲儀器有限公司；FA1104N型萬分之一分析天平，上海菁海儀器有限公司；MS-105DU型十萬分之一分析天平，瑞士梅特勒-托利多公司；TGL-16GB型高速臺式離心機(jī)，上海安亭科學(xué)儀器廠；DHG-9140A型電熱鼓風(fēng)干燥器，上海精宏實驗設(shè)備有限公司。

1.2 藥材與試劑

實驗所需白芍樣品均采自安徽省亳州市，經(jīng)南京中醫(yī)藥大學(xué)藥學(xué)院陳建偉教授鑒定，均為毛茛科植物芍藥Pall.的干燥根。對照品芍藥苷（批號110736-202044，質(zhì)量分?jǐn)?shù)≥98%）、兒茶素（批號110877-202005，質(zhì)量分?jǐn)?shù)95.18%）購自中國食品藥品檢定研究院；芍藥內(nèi)酯苷（批號DST201212-07，質(zhì)量分?jǐn)?shù)≥98%）、PGG（批號DST200518-001，質(zhì)量分?jǐn)?shù)≥98%），購自成都樂美天醫(yī)藥科技有限公司。甲醇，色譜純，批號202105），江蘇漢邦科技有限公司，磷酸，色譜純，批號G2014050，上海阿拉丁生化科技股份有限公司。

2 方法與結(jié)果

2.1 白芍的加工炮制

2.1.1 白芍傳統(tǒng)加工炮制 取新鮮白芍，洗凈，除去頭尾和細(xì)根，置于沸水中煮，用瓷質(zhì)刮刀除去外皮，干燥；取白芍藥材，凈制，潤透，切薄片，干燥。

2.1.2 白芍產(chǎn)地加工與炮制生產(chǎn)一體化 取新鮮白芍，洗凈，除去頭尾和細(xì)根，置于沸水中煮，用瓷質(zhì)刮刀除去外皮，干燥至一定程度，趁鮮切薄片，干燥。

2.2 溶液的制備

2.2.1 對照品溶液的制備 分別稱取兒茶素、芍藥內(nèi)酯苷、芍藥苷、PGG對照品適量，精密稱定，加甲醇溶解，配制成含兒茶素13.71 μg/mL、芍藥內(nèi)酯苷93.86 μg/mL、芍藥苷559.98 μg/mL、PGG 93.60 μg/mL的混合對照品溶液，混勻備用。

2.2.2 供試品溶液的制備 取本品粉末約0.1 g（過4號篩），精密稱定，置于25 mL量瓶中，加入50%乙醇溶解，定容至刻度，密塞，稱定質(zhì)量，超聲處理30 min（40 kHz、1300 W），取出，放冷，補(bǔ)足減失的質(zhì)量，搖勻，濾過，12 000 r/min離心（離心半徑8 cm）10 min，上清液經(jīng)0.22 μm微孔濾膜濾過，取續(xù)濾液，即得供試品溶液。

2.3 指標(biāo)成分含量測定

2.3.1 色譜條件與系統(tǒng)適用性試驗 色譜柱為依利特C18（250 mm×4.6 mm，5 μm）；流動相為乙腈- 0.05%磷酸水溶液，梯度洗脫：0～8 min，5%～20%乙腈；8～14 min，20%～24%乙腈；14～17 min，24%～27%乙腈；17～23 min，27%～29%乙腈；23～25 min，29%～73%乙腈；25～27 min，73%～74%乙腈；27～29 min，74%～95%乙腈；體積流量1 mL/min；檢測波長230 nm；柱溫30 ℃；進(jìn)樣量10 μL?？瞻讟悠?、混合對照品溶液及供試品溶液的色譜圖見圖1。在此條件下，理論塔板數(shù)（）按兒茶素峰、PGG峰計算均不低于20 000，按芍藥內(nèi)酯苷峰、芍藥苷峰計算均不低于30 000。所測4種成分的色譜峰與相鄰色譜峰的分離度均大于1.5，表明分離度良好；4種成分的信噪比均大于10，符合定量測定要求；4種成分的拖尾因子均在0.95～1.05，表明色譜峰具有良好的對稱性。

1-兒茶素 2-芍藥內(nèi)酯苷 3-芍藥苷 4-PGG

2.3.2 專屬性考察 根據(jù)圖1可知，在本實驗的色譜條件下，4種成分的分離度良好，且空白樣品無干擾，表明試驗專屬性良好。

2.3.3 線性關(guān)系考察 取“2.2.2”項下制備的混合對照品溶液，分別梯度稀釋為5個不同的質(zhì)量濃度，按“2.2.1”項下色譜條件分別進(jìn)樣測定。以色譜峰面積為縱坐標(biāo)（），樣品質(zhì)量濃度為橫坐標(biāo)（），繪制標(biāo)準(zhǔn)曲線，計算回歸方程，結(jié)果分別為兒茶素＝15.094＋1.869，2＝0.999 7，線性范圍0.86～13.71 μg/mL；芍藥內(nèi)酯苷＝6.105 8＋7.576 6，2＝0.999 5，線性范圍5.87～93.86 μg/mL；芍藥苷＝8.130 3＋47.022，2＝0.999 5，線性范圍35.00～559.98 μg/mL；PGG＝12.66－5.425，2＝0.999 8，線性范圍5.85～93.60 μg/mL；可見，各成分在相應(yīng)質(zhì)量濃度間線性范圍良好。

2.3.4 精密度考察 按“2.2.1”項下色譜條件，精密吸取混合對照品溶液10 μL，連續(xù)進(jìn)樣測定6次，記錄各成分的峰面積，計算兒茶素、芍藥內(nèi)酯苷、芍藥苷、PGG峰面積的RSD值。結(jié)果顯示，4種成分的RSD值分別為1.18%、1.62%、0.26%、0.29%，表明儀器精密度良好。

2.3.5 穩(wěn)定性考察 取同一份供試品溶液（單因素實驗中煮制時間為20 min時制備的一體化飲片樣品），按“2.2.1”項下色譜條件，分別于0、2、4、8、12、24 h進(jìn)樣檢測，記錄各成分的峰面積，計算兒茶素、芍藥內(nèi)酯苷、芍藥苷、PGG峰面積的RSD值。結(jié)果顯示，4種成分的RSD值分別為1.35%、1.35%、0.23%、1.04%，表明供試品溶液在24 h內(nèi)穩(wěn)定。

2.3.6 重復(fù)性考察 取白芍粉末（單因素實驗中煮制時間為20 min時制備的一體化飲片樣品）6份，精密稱定，按“2.2.3”項下方法制備供試品溶液，按“2.2.1”項下色譜條件進(jìn)樣檢測，記錄各成分的峰面積，計算兒茶素、芍藥內(nèi)酯苷、芍藥苷、PGG質(zhì)量分?jǐn)?shù)的RSD值。結(jié)果顯示，4種成分的RSD值分別為1.69%、2.06%、1.47%、1.14%，表明該方法重復(fù)性良好。

2.3.7 加樣回收率試驗 取已測定4種成分含量的樣品（單因素實驗中煮制時間為20 min時制備的一體化飲片樣品）6份，每份0.05 g，分別加入一定量的兒茶素、芍藥內(nèi)酯苷、芍藥苷、PGG對照品溶液，按“2.2.3”項下方法制備供試品溶液，按“2.2.1”項下色譜條件進(jìn)樣檢測，記錄各成分的峰面積。結(jié)果顯示，兒茶素、芍藥內(nèi)酯苷、芍藥苷、PGG的平均回收率分別為105.21%、98.00%、100.10%、106.04%，RSD值分別為0.83%、2.32%、1.14%、1.30%，表明該方法回收率良好。

2.4 單因素實驗篩選白芍加工炮制一體化工藝參數(shù)

2.4.1 煮制時間 經(jīng)預(yù)實驗考察，白芍煮制10 min左右時可煮至透心，因此，本實驗選擇煮制時間為5、10、15、20、25 min的5個水平進(jìn)行考察。取新鮮白芍適量，洗凈，除去頭尾和細(xì)根，置沸水中分別煮制5、10、15、20、25 min，用瓷質(zhì)刮刀除去外皮，在60 ℃條件下烘干5 h（約4成干），于室溫下放置2 h，趁鮮切2 mm薄片，60 ℃干燥2 h。考察不同煮制時間對兒茶素、芍藥內(nèi)酯苷、芍藥苷、PGG的OD的影響，利用Hassan法對各效應(yīng)值進(jìn)行歸一化[18]，本實驗的效應(yīng)值為有效成分的含量，效應(yīng)值越大越好，因此，歸一值i＝(i－min)/(max－min)，再對歸一值求幾何平均值，OD＝(12…d)1/n，OD分別為0.165、0.644、0.227、0.752、0.056。煮制時間為5 min時，白芍藥材尚未煮至透心，而煮制時間為25 min時會出現(xiàn)裂片、卷片的現(xiàn)象，且兩者的OD均較低，因此將煮制時間的最低、最高水平確定為10、20 min。

2.4.2 鮮藥材干燥時間 取新鮮白芍適量，洗凈，除去頭尾和細(xì)根，置沸水中煮制15 min，用瓷質(zhì)刮刀除去外皮，在60 ℃條件下分別烘干2、3、4、5、6、7 h，于室溫下放置2 h，趁鮮切2 mm薄片，60 ℃干燥2 h。考察不同的鮮藥材干燥時間對兒茶素、芍藥內(nèi)酯苷、芍藥苷、PGG的OD的影響，OD分別為0.322、0.265、0.321、0.657、0.646、0.112。結(jié)果表明，OD隨著干燥時間的增加呈現(xiàn)先增大后減小的趨勢，因此，將后續(xù)實驗鮮藥材干燥時間的最低、最高水平確定為4、6 h。

2.4.3 鮮藥材干燥溫度 取新鮮白芍適量，洗凈，除去頭尾和細(xì)根，置沸水中煮制15 min，用瓷質(zhì)刮刀除去外皮，分別在30、40、50、60、70、80 ℃條件下干燥5 h，于室溫下放置2 h，趁鮮切2 mm薄片，60 ℃干燥2 h?？疾觳煌孽r藥材干燥溫度對兒茶素、芍藥內(nèi)酯苷、芍藥苷、PGG的OD的影響，OD分別為0.518、0.247、0.522、0.141、0.384、0.638。當(dāng)干燥溫度為30 ℃時，實際生產(chǎn)中能耗較高；當(dāng)干燥溫度為70、80 ℃時，部分飲片出現(xiàn)炸心以及裂片的現(xiàn)象，且干燥程度較高難以切片。因此，將鮮藥材干燥溫度的最低、最高水平確定為40、60 ℃。

2.5 響應(yīng)面優(yōu)化白芍加工炮制一體化工藝

2.5.1 試驗設(shè)計及結(jié)果 根據(jù)白芍一體化工藝參數(shù)的單因素考察結(jié)果及響應(yīng)面法設(shè)計原理，選取3個考察因素為自變量，即煮制時間（1）、鮮藥材干燥時間（2）、鮮藥材干燥溫度（3），每個因素均設(shè)計3個水平，并以兒茶素、芍藥內(nèi)酯苷、芍藥苷、PGG的OD為響應(yīng)值，進(jìn)行3因素3水平的星點設(shè)計試驗，從而確定白芍飲片的一體化最佳工藝條件。采用Design Expert 12.0軟件中的星點設(shè)計方案安排17組白芍一體化加工的工藝條件，進(jìn)行響應(yīng)面回歸分析，因素水平設(shè)計見表1、試驗安排結(jié)果見表1。

2.5.2 方差分析及數(shù)據(jù)處理 以白芍中所含成分的OD為為因變量，采用Design Expert 12.0軟件對1、2、3進(jìn)行響應(yīng)面回歸分析，以O(shè)D對3個因素進(jìn)行2元多項回歸，得到擬合方程OD＝0.746 4＋0.032 81－0.052 52－0.013 53＋0.213 312－0.025 213－0.129 323－0.218 612－0.126 122－0.107 132。

擬合模型的方差分析及回歸系數(shù)顯著性檢驗結(jié)果見表2，擬合得到2項式模型的＜0.05，存在顯著性，說明在研究范圍內(nèi)該模型具有統(tǒng)計學(xué)意義。因素12、12對響應(yīng)值的影響差異具有統(tǒng)計學(xué)意義（＜0.05），因此，3種因素對響應(yīng)值的影響并非是簡單的線性關(guān)系，所選試驗因素之間存在著顯著的交互作用?；貧w方程失擬項＝0.299＞0.05，并無顯著性差異，表明模型擬合度良好、試驗誤差小。因此，可以采用此模型優(yōu)選白芍一體化工藝。使用Design Expert 12.0軟件進(jìn)行擬合，以三維效應(yīng)面曲線圖直觀表現(xiàn)出煮制時間、鮮藥材干燥溫度、鮮藥材干燥時間的兩兩交互作用對白芍一體化工藝的影響，結(jié)果見圖2。煮制時間與鮮藥材干燥時間的交互作用響應(yīng)面圖坡度較陡，說明煮制時間與鮮藥材干燥時間的交互作用較強(qiáng)，對所考察成分的含量影響顯著；煮制時間與鮮藥材干燥溫度、鮮藥材的干燥時間與干燥溫度的交互作用響應(yīng)面圖坡度較緩，說明這2個交互作用較弱，對所考察成分的含量影響較小。

表1 星點設(shè)計試驗與考察結(jié)果

Table 1 Results of star point design test and investigation

試驗號X1/minX2/hX3/℃兒茶素/%芍藥內(nèi)酯苷/%芍藥苷/%PGG/%OD 120 (+1)5 (0)40 (?1)0.060.813.050.810.396 215 (0)6 (+1)60 (+1)0.040.893.500.860.315 315550 (0)0.101.233.330.860.755 4205600.060.772.850.790.342 5204 (?1)500.060.942.710.820.367 610 (?1)6500.060.492.470.500.010 7155500.071.053.140.910.563 8155500.111.213.330.910.781 9105600.071.053.000.810.496 10105400.070.693.680.740.449 11104500.081.103.070.840.559 12155500.111.253.400.930.835 13154600.071.033.481.060.661 14155500.111.213.360.920.798 15156400.071.153.240.980.624 16206500.071.063.411.140.671 17154400.081.012.750.830.453

表2 回歸模型方差分析結(jié)果

Table 2 Analysis of variance results of regression model

誤差來源平方和自由度均方F值P值誤差來源平方和自由度均方F值P值 模型0.63290.0704.7100.027X120.20110.20113.5100.008 X10.00910.0090.5760.473X220.06710.0674.4900.078 X20.02210.0221.4800.263X320.04810.0483.2400.115 X30.00210.0020.0980.764殘差0.10470.015 X1X20.18210.18212.2100.010失擬項0.05930.0121.7300.299 X1X30.00310.0030.1710.691誤差0.04540.011 X2X30.06710.0674.4900.072總離差0.73616

圖2 煮制時間、鮮藥材干燥時間和鮮藥材干燥溫度的交互作用響應(yīng)面

根據(jù)Design Expert 12.0軟件分析計算，白芍一體化加工的最佳工藝條件為煮制時間14.114 min，鮮藥材干燥時間為4.512 h，鮮藥材干燥溫度為52.529 ℃，理論計算得分為0.755。

2.5.3 驗證試驗 為方便實驗操作，根據(jù)“2.5.2”項優(yōu)選出的白芍一體化最佳工藝參數(shù)，進(jìn)行相應(yīng)調(diào)整，將最佳工藝參數(shù)修正為煮制時間14 min，鮮藥材干燥時間為4.5 h，鮮藥材干燥溫度為52.5 ℃。平行制備3批樣品，測定各指標(biāo)成分的含量，得出OD為0.767，與預(yù)測值0.755的相對誤差為1.59%，表明本實驗所建數(shù)學(xué)模型準(zhǔn)確可靠，預(yù)測能力較強(qiáng)，一體化最佳工藝條件重現(xiàn)性好。

2.5.4 與傳統(tǒng)工藝比較 以所選4種指標(biāo)性成分為評價指標(biāo)，進(jìn)一步評價本實驗優(yōu)化所得一體化工藝與白芍傳統(tǒng)加工炮制工藝對相關(guān)成分的影響，結(jié)果見表3?？梢娕c傳統(tǒng)工藝相比，一體化工藝能夠明顯減少芍藥內(nèi)酯苷和芍藥苷在潤制過程中的流失。

3 討論

中藥材產(chǎn)地加工與炮制生產(chǎn)一體化是將中藥材產(chǎn)地加工環(huán)節(jié)和飲片炮制生產(chǎn)過程有機(jī)結(jié)合，以減少生產(chǎn)重復(fù)環(huán)節(jié)，提高飲片質(zhì)量，由此加強(qiáng)中藥飲片生產(chǎn)過程質(zhì)量控制并建立的一體化生產(chǎn)關(guān)鍵技術(shù)體系[19]。雖然一體化具有摒棄重復(fù)生產(chǎn)工序、降低生產(chǎn)成本、提高產(chǎn)地加工機(jī)械化程度、規(guī)范飲片管理等諸多優(yōu)勢，但目前仍處于起步階段，缺少基礎(chǔ)研究、品種遴選原則、生產(chǎn)技術(shù)規(guī)范、質(zhì)量控制標(biāo)準(zhǔn)等[20]。

表3 一體化工藝與傳統(tǒng)工藝比較結(jié)果

Table 3 Comparison between integrated process and traditional process

加工方式兒茶素/%芍藥內(nèi)酯苷/%芍藥苷/%PGG/% 一體化工藝10.051.142.840.77 一體化工藝20.051.162.800.74 一體化工藝30.051.152.770.74 一體化工藝均值0.051.152.810.75 傳統(tǒng)加工0.040.932.750.84

2021年7月，國家藥監(jiān)局綜合司發(fā)布關(guān)于中藥飲片生產(chǎn)企業(yè)采購產(chǎn)地加工（趁鮮切制）中藥材有關(guān)問題的復(fù)函，復(fù)函中明確指出：中藥飲片生產(chǎn)企業(yè)可以采購具備健全質(zhì)量管理體系的產(chǎn)地加工企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)地趁鮮切制中藥材用于中藥飲片生產(chǎn)。隨后，各省市相繼出臺與趁鮮切制相關(guān)的一系列政策，引導(dǎo)與規(guī)范趁鮮加工的發(fā)展，這極大地促進(jìn)了一體化的進(jìn)程，成為一體化發(fā)展的里程碑事件。因此，在政策的支持與鼓勵下，應(yīng)積極開展一體化基礎(chǔ)研究，遴選適宜一體化加工的品種，建立相關(guān)技術(shù)規(guī)范，讓中醫(yī)藥走上高質(zhì)量發(fā)展之路。本實驗在單因素實驗的基礎(chǔ)上，采用Box-Behnken響應(yīng)面法對白芍一體化加工過程中的煮制時間、鮮藥材干燥時間和鮮藥材干燥溫度3個關(guān)鍵因素進(jìn)行考察，經(jīng)過建立擬合方程和方差分析，最終確定一體化最佳工藝參數(shù)。并通過與傳統(tǒng)加工炮制的白芍進(jìn)行比較，驗證所選工藝的合理性。因此，采用Box-Behnken響應(yīng)面法優(yōu)選白芍的一體化工藝可操作性好、重復(fù)性好，具有較強(qiáng)的實際意義，為白芍飲片的一體化加工生產(chǎn)和技術(shù)規(guī)范的形成提供了科學(xué)的依據(jù)。

利益沖突 所有作者均聲明不存在利益沖突

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Study on integrated process of producing area and processing production forbased on Box-Behnken response surface methodology

ZHANG Jiu-ba1, ZHANG Wei1, 2, WANG Bin1, JIN Shi-jie1, PENG Rui-tan3, MAO Chun-qin1, WANG Xia- chang1, CAO Hui4, LU Tu-lin1

1. College of Pharmacy, Nanjing University of Chinese Medicine, Nanjing 210023, China 2. College of Pharmacy, Anhui University of Chinese Medicine, Hefei 230012, China 3. Baohetang (Bozhou) Pharmaceutical Co., Ltd., Bozhou 236800, China 4. College of Pharmacy, Jinan University, Guangzhou 510632, China

In order to solve the problems of component loss and repeated production in the traditional processing process of(PRA), the integrated technology of primary processing for PRA was optimized by response surface methodology.The Box-Behnken response surface design methodology was used to investigate the three factors of boiling time, fresh medicinal material drying time and temperature in the integrated process. The integrated process optimization was studied by using the overall desirability value (OD value) of catechin, albiflorin, paeoniflorin, and 1,2,3,4,6--pentagalloyl glucose in PRA as evaluation indexes.The results showed that the best integrated technological conditions were as follows: boiling time 14.11 min, drying time 4.51 h and drying temperature 52.53℃.The study showed that the response surface methodology is simple and easy to optimize the integrated primary processing for PRA and has good accuracy, which provides a scientific reference for the integrated processing and production of PRA.

; Box-Behnken response surface methodology; integrated technology of primary processing; overall desirability value; catechin; albiflorin; paeoniflorin; 1,2,3,4,6--pentagalloyl glucose

R283.6

A

0253 - 2670(2022)18 - 5657 - 06

10.7501/j.issn.0253-2670.2022.18.008

2022-03-28

國家重點研發(fā)計劃“中醫(yī)藥現(xiàn)代化研究”專項（2019YFC1711500）

張玖捌（1998—），男，碩士研究生，研究方向為中藥炮制及中藥飲片質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)研究。Tel: 15895865293 E-mail: 20200598@njucm.edu.cn

陸兔林，男，教授，博士生導(dǎo)師，主要從事中藥炮制及中藥飲片質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)研究。Tel: 13951636763 E-mail: ltl2021@ njucm.edu.cn

[責(zé)任編輯 鄭禮勝]