基于多指標(biāo)綜合評(píng)分法優(yōu)化丹骨顆粒成型工藝

莫諾蘭，丁麗娟，郭子右，劉玉娟，李鑫，梅凱，李婷婷，吳清（北京中醫(yī)藥大學(xué)中藥學(xué)院，北京102488）

丹骨方由丹參、骨碎補(bǔ)等藥材組成，其臨床劑型為湯劑，對(duì)骨質(zhì)疏松的防治療效好，然而湯劑存在服用口感差，服用量大，難以保存、運(yùn)輸?shù)葐栴}[1]，限制了其推廣生產(chǎn)。為了更好地服務(wù)于患者，本課題組擬改良丹骨方劑型。顆粒劑既保留了湯劑的綜合療效、易吸收、顯效快的優(yōu)勢(shì)[2]，又具備了成藥便于服用，易保存、攜帶的特點(diǎn)[3]。將丹骨方由湯劑改良為顆粒劑能保留療效，易于服用，從而增加患者的服藥依從性，更有利于大規(guī)模生產(chǎn)使用。

課題組前期已確定丹骨方的提取純化工藝[4]，在進(jìn)行成型工藝研究時(shí)發(fā)現(xiàn)目前顆粒劑成型工藝考察時(shí)多使用單因素試驗(yàn)形式考察[5]，評(píng)價(jià)指標(biāo)僅采用成型率佐以吸濕率或休止角[6]，考察方法和評(píng)價(jià)指標(biāo)均較簡(jiǎn)單和片面，忽略了不同輔料配比和工藝參數(shù)變化對(duì)顆粒中有效成分含量及不同物理性質(zhì)的影響，無法全面控制顆粒劑質(zhì)量。

為了全面提高顆粒劑成品質(zhì)量，使顆粒劑的化學(xué)性質(zhì)和物理性質(zhì)在一定程度上達(dá)到最優(yōu)，本試驗(yàn)選擇化學(xué)指標(biāo)結(jié)合物理指標(biāo)，使用三個(gè)試驗(yàn)設(shè)計(jì)（design of experiment，DOE）方法：D-optimal試驗(yàn)進(jìn)行最優(yōu)混合輔料配比考察；Plackett-Burman試驗(yàn)從所有變量中篩選出關(guān)鍵因素；Box-Behnken試驗(yàn)對(duì)篩選出的重要因素進(jìn)行參數(shù)優(yōu)化。對(duì)DOE評(píng)價(jià)指標(biāo)進(jìn)行方差分析，確定有顯著差異的關(guān)鍵評(píng)價(jià)指標(biāo)，剔除無顯著差異的評(píng)價(jià)指標(biāo)，將有顯著差異的關(guān)鍵評(píng)價(jià)指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，對(duì)標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)據(jù)進(jìn)行綜合評(píng)分，使用Design-Expert 軟件對(duì)各綜合評(píng)分進(jìn)行模型擬合與分析，得到最優(yōu)輔料配比、關(guān)鍵因素和最優(yōu)參數(shù)，最終優(yōu)選出丹骨顆粒的最佳成型工藝，獲得安全有效、均一穩(wěn)定的顆粒劑成品。

1 材料

DT-1001A型電子天平（金羊天平儀器廠）；BZF50型真空干燥箱（上海博訊公司）；FW-200型高速萬能粉碎機(jī)（北京科偉永興一起有限公司）；藥典篩（浙江上虞市紗篩廠）；Ultimate 3000高效液相色譜儀（VWD-3100紫外檢測(cè)器、美國(guó)賽默飛公司）；Agilent zorbax SB-C18色譜柱（4.6 mm×250 mm，5 μm，美國(guó)安捷倫公司）；KQ-300V DE雙頻數(shù)控超聲波清洗器（昆山市超聲儀器有限公司）。

丹參（批號(hào)：181108002）、燙骨碎補(bǔ)（批號(hào)：181129006）[北京仟草中藥飲片有限公司，由北京中醫(yī)藥大學(xué)中藥學(xué)院劉春生教授鑒定為唇形科植物丹參Salvia miltiorrhizaBge.的干燥根和根莖及水龍骨科植物槲蕨Drynaria fortunei（Kunze）J.Sm.的干燥根莖；炮制品均符合《中國(guó)藥典》2020年版標(biāo)準(zhǔn)]；可溶性淀粉（批號(hào)：20160817，天津市福晨化學(xué)試劑廠）；無水乳糖（批號(hào)：20170803，鎮(zhèn)江市康福生物工程有限公司）；糊精（批號(hào)：180817，安徽山河藥用輔料股份有限公司）；甲醇、乙腈（色譜純，Merck公司）；95%藥用乙醇；水為純凈水。

2 方法與結(jié)果

2.1 丹骨藥粉的制備

丹參、燙骨碎補(bǔ)等藥材加水提取3次，每次12倍量，每次2 h，過濾，合并3次濾液，減壓濃縮（60℃）至相對(duì)密度為1.05～1.10（60℃），再加入適量95%乙醇使含醇量達(dá)70%，攪勻，4℃以下冷藏24 h，濾過，回收乙醇，于真空干燥箱中干燥（60～70℃），干膏粉碎過80目篩，備用。取適量要求打粉的藥材飲片置于高速萬能粉碎機(jī)中，粉碎后過200目篩，收取過200目，不過300目篩的粉末，備用。將干浸膏與飲片原粉按處方比例混合均勻即得丹骨藥粉。

2.2 多指標(biāo)綜合評(píng)分

2.2.1 評(píng)價(jià)指標(biāo) 因丹酚酸B和丹參酮ⅡA為丹骨顆粒中主要有效成分，因此選擇丹酚酸B保留率和丹參酮ⅡA保留率作為丹骨顆?；瘜W(xué)成分指標(biāo)，與成型率、相對(duì)均齊度指數(shù)、吸濕率、干燥失重率、休止角、豪斯納比、松密度及振實(shí)密度這些物理指標(biāo)共同作為后續(xù)試驗(yàn)的評(píng)價(jià)指標(biāo)[4，7]。由預(yù)試驗(yàn)可知，成型率、丹酚酸B保留率和丹參酮ⅡA保留率屬于正向指標(biāo)；代表均一性的相對(duì)均齊度指數(shù)，代表堆積性的松密度和振實(shí)密度也屬于正向指標(biāo)；代表穩(wěn)定性的吸濕率和干燥失重率，代表流動(dòng)性的休止角和豪斯納比則屬于負(fù)向指標(biāo)。

2.2.2 綜合評(píng)分 采用Design-Expert軟件分別對(duì)各評(píng)價(jià)指標(biāo)結(jié)果進(jìn)行方差分析，剔除方差分析中差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的評(píng)價(jià)指標(biāo)，采用最小-最大標(biāo)準(zhǔn)化法對(duì)剩余評(píng)價(jià)指標(biāo)進(jìn)行數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化處理，以解決數(shù)據(jù)同趨化和量綱問題，然后對(duì)標(biāo)準(zhǔn)化處理后的數(shù)據(jù)采用等權(quán)法進(jìn)行賦權(quán)，使用加權(quán)求和得到綜合評(píng)分，以綜合評(píng)分為最終評(píng)價(jià)指標(biāo)進(jìn)行模型擬合及分析預(yù)測(cè)。

2.3 D-optimal試驗(yàn)考察混合輔料配比

前期研究發(fā)現(xiàn)單一輔料并不能完全滿足生產(chǎn)要求，故本試驗(yàn)首先使用D-optimal試驗(yàn)設(shè)計(jì)進(jìn)行混合輔料配比考察。綜合前期單因素考察結(jié)果，選擇可溶性淀粉、無水乳糖和糊精占輔料總量的百分比作為篩選因素，混合輔料優(yōu)選范圍為：無水乳糖20%～80%；可溶性淀粉0～60%；糊精0～60%。根據(jù)D-optimal擬合模型回歸系數(shù)的方差最小化，回歸模型預(yù)測(cè)精度最高的原則，選取3個(gè)因素進(jìn)行D-optimal設(shè)計(jì)，試驗(yàn)安排及綜合評(píng)分結(jié)果見表1。根據(jù)前期試驗(yàn)結(jié)果，暫按1∶1的比例稱取丹骨方藥粉與輔料，并過80目篩混合均勻，以95%乙醇為潤(rùn)濕劑制備軟材，過18目篩制粒，于60℃干燥1.5 h后整粒，并測(cè)定各評(píng)價(jià)指標(biāo)的值。通過軟件分析和預(yù)測(cè)得到最優(yōu)混合輔料比例。

表1 D-optimal試驗(yàn)設(shè)計(jì)安排及綜合評(píng)分結(jié)果Tab 1 D-optimal test design and comprehensive score

D-optimal試驗(yàn)各評(píng)價(jià)指標(biāo)結(jié)果見表2，方差分析結(jié)果見表3。由表3可知，可溶性淀粉、無水乳糖和糊精三者以不同的比例混合，對(duì)成型率、振實(shí)密度和豪斯納比有顯著差異（P＜0.05），對(duì)其余指標(biāo)則無明顯差異。因此成型率賦權(quán)為0.5，振實(shí)密度和豪斯納比賦權(quán)各0.25。D-optimal試驗(yàn)綜合評(píng)分＝0.5×成型率＋0.25×振實(shí)密度＋0.25×豪斯納比，綜合評(píng)分結(jié)果見表1。

表2 D-optimal試驗(yàn)各評(píng)價(jià)指標(biāo)結(jié)果Tab 2 Evaluation index of D-optimal test

表3 D-optimal試驗(yàn)各評(píng)價(jià)指標(biāo)方差分析結(jié)果Tab 3 Variance analysis of D-optimal test

對(duì)綜合評(píng)分結(jié)果進(jìn)行模型擬合，得模型擬合方程為Y＝0.3938A＋0.4949B－0.3466C＋2.4698AC＋2.2984BC，其中A、B、C分別表示乳糖、糊精、可溶性淀粉。對(duì)模型回歸方程進(jìn)行方差分析，結(jié)果表明所建立的數(shù)學(xué)模型具有顯著性（P＜0.05），且A、B與C之間具有相互作用。三因素對(duì)綜合評(píng)分影響的曲線圖見圖1。

圖1 三因素對(duì)綜合評(píng)分影響的曲線圖Fig 1 Curve of the effect of 3 factors on the comprehensive score

綜合評(píng)分曲線圖中間基準(zhǔn)值均為：A＝0.467，B＝0.267，C＝0.267。

由圖1可知，C對(duì)綜合評(píng)分影響最大。在基準(zhǔn)值之下，A、B變化平緩，影響不大，隨著數(shù)值的增大，C對(duì)綜合評(píng)分成正相關(guān)，數(shù)值越大，評(píng)分越大，且變動(dòng)劇烈，但是A、B比C的評(píng)分更高，并且A略高于B；在基準(zhǔn)值之上，A、B對(duì)綜合評(píng)分成負(fù)相關(guān)，數(shù)值越大，評(píng)分越低，且A比B的趨勢(shì)更快，C則呈弧線趨勢(shì)，隨著數(shù)值的增大，綜合評(píng)分先增高后降低，變化迅速。可見對(duì)于取值越大越好的綜合評(píng)分，可溶性淀粉、乳糖及糊精在處方中的比例都不是越大越好，而是在一定范圍內(nèi)以一定的比例組合才能達(dá)到最優(yōu)。

用軟件的最優(yōu)功能，設(shè)定綜合評(píng)分的理想響應(yīng)值為最大值，得到預(yù)測(cè)的最優(yōu)組合為乳糖-糊精-可溶性淀粉（0.200∶0.476∶0.324），綜合評(píng)分預(yù)測(cè)值為0.72。為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷目煽啃砸约败浖O(shè)計(jì)給出的最優(yōu)組合的預(yù)測(cè)值與實(shí)際值的差異，根據(jù)所得到的最優(yōu)組合制備3批樣品進(jìn)行驗(yàn)證，所得驗(yàn)證結(jié)果各評(píng)價(jià)指標(biāo)RSD均＜3%，偏差均＜5%。驗(yàn)證試驗(yàn)結(jié)果表明各評(píng)價(jià)指標(biāo)實(shí)測(cè)值與預(yù)測(cè)值結(jié)果相近，說明軟件預(yù)測(cè)的模型可靠，預(yù)測(cè)得到的丹骨顆粒的最佳輔料配比乳糖-糊精-可溶性淀粉（0.200 : 0.476 : 0.324）合理可信。

2.4 Plackett-Burman試驗(yàn)篩選成型工藝重要影響因素

根據(jù)預(yù)試驗(yàn)篩選因素水平范圍，所有因素設(shè)置最低值（－1級(jí)）和最高值（＋1級(jí)）（編碼信息如表4所示），固定95%乙醇為潤(rùn)濕劑。根據(jù)一級(jí)方程式（方程1[8]）設(shè)計(jì)了四因素二水平的Plackett-Burman試驗(yàn)，試驗(yàn)設(shè)計(jì)見表5。通過軟件分析試驗(yàn)結(jié)果篩選得到關(guān)鍵因素。Y＝β0＋∑βiXi（其中Y是相應(yīng)結(jié)果，β0是模型截距，βi是線性系數(shù)，Xi是獨(dú)立變量的水平）。

表4 Plackett-Burman試驗(yàn)設(shè)計(jì)及綜合評(píng)分結(jié)果Tab 4 Plackett-Burman test and comprehensive score

本部分試驗(yàn)評(píng)價(jià)指標(biāo)結(jié)果見表6，方差分析結(jié)果見表7。由表7可知藥輔比、潤(rùn)濕劑用量、干燥溫度、干燥時(shí)間對(duì)豪斯納比、丹酚酸B保留率、丹參酮ⅡA保留率不具有顯著差異（P＞0.05），其余指標(biāo)差異均具統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.01）。故權(quán)重系數(shù)分別為成型率0.2、相對(duì)均齊度指數(shù)0.2、松密度0.1、振實(shí)密度0.1、休止角0.2、吸濕率0.1、干燥失重率0.1。Plackett-Burman試驗(yàn)綜合評(píng)分＝0.2×成型率＋0.2×相對(duì)均齊度指數(shù)＋0.1×松密度＋0.1×振實(shí)密度＋0.2×休止角＋0.1×吸濕率＋0.1×干燥失重率，結(jié)果見表5。

表5 Plackett-Burman試驗(yàn)設(shè)計(jì)因素水平Tab 5 Factor and level of Plackett-Burman trial design

表6 Plackett-Burman試驗(yàn)各評(píng)價(jià)指標(biāo)結(jié)果Tab 6 Evaluation index of Plackett-Burman test

表7 Plackett-Burman試驗(yàn)各評(píng)價(jià)指標(biāo)方差分析結(jié)果Tab 7 Variance analysis of Plackett-Burman test

對(duì)綜合評(píng)分結(jié)果進(jìn)行模型擬合，得模型擬合方程為Y＝0.4967＋0.03A＋0.07B＋0.083 33C＋0.025D，其中A、B、C、D分別代表藥輔比、潤(rùn)濕劑用量、干燥溫度和干燥時(shí)間。對(duì)模型回歸方程進(jìn)行方差分析，P值小于0.01，表明所建立的回歸方程具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，同時(shí)也表明所建立的數(shù)學(xué)模型具有較好的擬合度，可用于成型工藝優(yōu)化過程中對(duì)關(guān)鍵工藝參數(shù)的篩選。影響因素的柏拉圖見圖2。

從圖2可看出影響丹骨顆粒成型工藝綜合得分的4個(gè)因素為干燥溫度（C）＞潤(rùn)濕劑用量（B）＞藥輔比（A）＞干燥時(shí)間（D）。4個(gè)因素對(duì)綜合評(píng)分均有正影響，其中干燥溫度和潤(rùn)濕劑用量對(duì)綜合評(píng)分結(jié)果影響最大（P＜0.01）。雖然藥輔比在本次試驗(yàn)中沒有顯著影響，但是在大生產(chǎn)時(shí)藥輔比是重要的影響因素，且藥輔比對(duì)服用劑量的影響較大，因此選擇干燥溫度、潤(rùn)濕劑用量和藥輔比進(jìn)行后續(xù)Box-Behnken試驗(yàn)設(shè)計(jì)研究。由圖2可得干燥時(shí)間對(duì)綜合評(píng)分成正相關(guān)，因此固定為高水平，即120 min。

圖2 Plackett-Burman試驗(yàn)因素柏拉圖Fig 2 Pareto of factors of Plackett-Burman test

2.5 Box-Behnken試驗(yàn)設(shè)計(jì)優(yōu)化重要影響因素參數(shù)值

Box-Behnken試驗(yàn)利用多元二次回歸方程（方程2[9]）擬合因素與響應(yīng)值之間的函數(shù)關(guān)系，通過對(duì)回歸方程的分析能找到最優(yōu)工藝參數(shù)區(qū)間。以Plackett-Burman試驗(yàn)結(jié)果為考察因素，每個(gè)因素選擇3個(gè)水平，進(jìn)行三因素三水平Box-Behnken試驗(yàn)，組成了17個(gè)試驗(yàn)組，因素水平及編碼見表8，試驗(yàn)設(shè)計(jì)及綜合評(píng)分結(jié)果見表9。通過軟件分析結(jié)果得到最佳參數(shù)值。Y＝a0＋∑aixi＋∑aiixi2＋∑aijxixj（其中Y為預(yù)測(cè)值；a0、ai、aii和aij是模型的常數(shù)回歸系數(shù)；xi和xj（i＝1～3；j＝1～3；i≠j）以編碼值的形式表示自變量。

表8 Box-Behnken試驗(yàn)設(shè)計(jì)的因素及水平Tab 8 Factor and level of Box-Behnken test design

評(píng)價(jià)指標(biāo)結(jié)果見表10，方差分析結(jié)果見表11。由表11可知，藥輔比、潤(rùn)濕劑用量及干燥溫度三因素對(duì)顆粒的成型率、相對(duì)均齊度指數(shù)、干燥失重率、松密度、振實(shí)密度、吸濕率有顯著影響（P＜0.01、P＜0.05），對(duì)其余指標(biāo)均不具有顯著差異（P＞0.05）。以上結(jié)果說明成型環(huán)節(jié)三因素主要影響顆粒的成型率、均一性、堆積性及穩(wěn)定性，而對(duì)顆粒的化學(xué)性質(zhì)及流動(dòng)性無明顯影響。4個(gè)一級(jí)指標(biāo)權(quán)重系數(shù)各為0.25，故各二級(jí)指標(biāo)權(quán)重系數(shù)分別為成型率0.25、吸濕率0.125、干燥失重率0.125、松密度0.125、振實(shí)密度0.125、相對(duì)均齊度指數(shù)0.25。Box-Behnken試驗(yàn)綜合評(píng)分＝0.25×成型率＋0.125×吸濕率＋0.125×干燥失重率＋0.125×松密度＋0.125×振實(shí)密度＋0.25×相對(duì)均齊度指數(shù)，綜合評(píng)分結(jié)果見表9。

表9 Box-Behnken試驗(yàn)安排及綜合評(píng)分結(jié)果Tab 9 Arrangement and comprehensive scoring of Box-Behnken test

表10 Box-Behnken試驗(yàn)各評(píng)價(jià)指標(biāo)結(jié)果Tab 10 Evaluation index of Box-Behnken test

表11 Box-Behnken試驗(yàn)各評(píng)價(jià)指標(biāo)方差分析結(jié)果Tab 11 Variance analysis of Box-Behnken test

對(duì)綜合評(píng)分結(jié)果進(jìn)行模型擬合，得模型擬合方程為Y＝0.44－0.012A＋0.24B＋0.038C－0.025AB－0.047AC＋0.013BC－0.014A2＋0.074B2，其中A、B、C分別表示藥輔比、潤(rùn)濕劑用量及干燥溫度。對(duì)模型回歸方程進(jìn)行方差分析，P值小于0.01，表明所建立的回歸方程具有顯著性；模型決定系數(shù)R2＝0.9382，調(diào)整系數(shù)＝0.8587，表明模型具有較好的預(yù)測(cè)性；失擬項(xiàng)P＞0.05，表明試驗(yàn)不存在失擬因素，所選因素合理。

在實(shí)際生產(chǎn)過程中，要制備到成型率高，物理化學(xué)性質(zhì)均較好的顆粒，因此設(shè)定綜合評(píng)分的目標(biāo)值為最大值，采用Design-Expert 11軟件中Numerical功能得到的最佳成型工藝參數(shù)條件為藥輔比用量為1∶1.73，潤(rùn)濕劑用量為40%，干燥溫度為60℃。按優(yōu)選出的工藝條件進(jìn)行3批驗(yàn)證試驗(yàn)，所得驗(yàn)證結(jié)果各評(píng)價(jià)指標(biāo)RSD均＜3%，偏差均＜5%。驗(yàn)證試驗(yàn)結(jié)果表明各評(píng)價(jià)指標(biāo)實(shí)測(cè)值與預(yù)測(cè)值結(jié)果相近，說明軟件預(yù)測(cè)的模型可靠，可用于優(yōu)化丹骨顆粒的成型工藝參數(shù)。

4 討論

丹骨方提取制得的浸膏粉中含有大量多糖和皂苷類成分，因此極易吸濕，藥粉吸濕后會(huì)發(fā)生潮解、聚集、結(jié)塊等現(xiàn)象[10]，使流動(dòng)性降低，不利于制劑的穩(wěn)定[11]。前期吸濕性考察發(fā)現(xiàn)，方中的飲片原粉能夠改善藥粉吸濕性，表明其可代替一部分輔料，從而降低輔料用量，減少服用量，因此后續(xù)考察成型工藝條件時(shí)首先將飲片原粉與浸膏粉按處方量混合均勻作為原材料藥粉，避免影響試驗(yàn)結(jié)果。

根據(jù)前期稀釋劑篩選試驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)可溶性淀粉成型率最好，但是抗吸濕能力和流動(dòng)性較差；乳糖流動(dòng)性和抗吸濕性能力最好，但是成型率一般且價(jià)格昂貴；糊精各項(xiàng)指標(biāo)平均但廉價(jià)易得。由于單一輔料無法完全滿足藥劑工藝生產(chǎn)要求，為了獲得更好的性能，后續(xù)選擇研究混合輔料配比[12]。

Box-Behnken試驗(yàn)發(fā)現(xiàn)藥輔比的改變對(duì)結(jié)果影響不顯著，與Plackett-Burman試驗(yàn)設(shè)計(jì)篩選結(jié)果一致。推測(cè)是因?yàn)樗幏壑械娘嬈厶娲瞬糠州o料的作用，維持了整體處方的平衡，因此藥輔比在1∶0.5～1∶2內(nèi)均處于相對(duì)穩(wěn)定的狀態(tài)。

為了快速高效地獲得多指標(biāo)綜合評(píng)價(jià)分高的固體制劑，本試驗(yàn)采用DOE方法對(duì)成型工藝部分進(jìn)行優(yōu)化。因DOE方法能夠以最少的時(shí)間和成本投入，換取最大的收益，從而提升產(chǎn)品質(zhì)量，優(yōu)化工藝流程[13]的特點(diǎn)已廣泛運(yùn)用于冶金[14]、電子[15]、汽車[16]、醫(yī)療[17]等多個(gè)領(lǐng)域。試驗(yàn)結(jié)果證明多指標(biāo)綜合評(píng)價(jià)法結(jié)合DOE方法能夠快速有效地優(yōu)化顆粒劑成型工藝，為獲得高成型率，化學(xué)指標(biāo)性成分保留率高，物理屬性均一穩(wěn)定的顆粒劑提供指導(dǎo)和參考。