桂枝芍藥知母湯提取工藝的優(yōu)化

鄭淑晶 王佳 胡德 李陽 冷向陽 王淑敏

中圖分類號 R282 文獻標志碼 A 文章編號 1001-0408（2022）02-0179-06

DOI 10.6039/j.issn.1001-0408.2022.02.09

摘 要 目的 優(yōu)化桂枝芍藥知母湯（GSZD）的提取工藝。方法 采用高效液相色譜法同時測定GSZD中鹽酸麻黃堿、鹽酸偽麻黃堿、芒果苷、芍藥苷、甘草苷、5-O-甲基維斯阿米醇苷、甘草酸、肉桂酸、6-姜酚9個成分的含量。在單因素實驗的基礎上，以料液比、提取次數(shù)、提取時間為考察因素，以上述9個成分含量和干膏得率作為評價指標，采用層次分析法和熵權法確定各指標的復合權重并計算綜合評分，以Box-Behnken響應面法優(yōu)化GSZD的提取工藝參數(shù)并驗證。結果 鹽酸麻黃堿、鹽酸偽麻黃堿、芒果苷、芍藥苷、甘草苷、5-O-甲基維斯阿米醇苷、甘草酸、肉桂酸、6-姜酚含量和干膏得率的復合權重分別為0.12、0.10、0.05、0.12、0.14、0.06、0.13、0.15、0.10、0.03。GSZD的最優(yōu)提取工藝為料液比1 ∶ 14（g/mL）、提取2次、提取時間3.0 h;3次驗證實驗的綜合評分均值為95.879，RSD為0.50%（n=3），與預測綜合評分（94.328）的偏差為1.64%。結論 本研究確定了GSZD的最優(yōu)提取工藝。

關鍵詞 桂枝芍藥知母湯;提取工藝;層次分析法;熵權法;權重分析;Box-Behnken響應面法

Optimization of extraction technology of Guizhi shaoyao zhimu decoction

ZHENG Shujing，WANG Jia，HU De，LI Yang，LENG Xiangyang，WANG Shumin（School of Pharmacy， Changchun University of Chinese Medicine， Changchun 130117， China）

ABSTRACT ? OBJECTIVE To optimize the extraction technology of Guizhi shaoyao zhimu decoction （GSZD）. METHODS The contents of 9 components in GSZD were determined by HPLC， such as ephedrine hydrochloride， pseudoephedrine hydrochloride， mangiferin， paeoniflorin， liquiritin， 5-O-methylvisammioside， glycyrrhizic acid， cinnamic acid， 6-gingerol. On the basis of single factor experiment， taking material-liquid ratio， extraction times and extraction time as inspection factors， taking the contents of above 9 components and the yield of dry extract as evaluation indicators， the analytic hierarchy process and entropy weight method were used to determine the composite weight of each index and calculate the comprehensive score; the extraction technology parameters of GSZD were optimized by Box-Behnken response surface method， and the validation tests were conducted. RESULTS The composite weight of the contents of ephedrine hydrochloride， pseudoephedrine hydrochloride， mangiferin， paeoniflorin， glycyrrhizin， 5-O-methylvisa- midol， glycyrrhizinate， cinnamic acid， 6-gingerol and the yield of dry extract were respectively 0.12， 0.10， 0.05， 0.12， 0.14， 0.06， 0.13， 0.15， 0.10， 0.03. The optimal extraction technology of GSZD is that the ratio of material to liquid is 1 ∶ 14（g/mL）， extraction is 2 times， and the extraction time is 3.0 h; average comprehensive score of the 3 verification tests was 95.879， and RSD was 0.50% （n=3）， the deviation from the predicted comprehensive score （94.328） was 1.64%. CONCLUSIONS In this study， the optimal extraction technology of GSZD is determined.

KEYWORDS ? Guizhi shaoyao zhimu decoction; extraction technology; analytic hierarchy technology; entropy weight method; weight analysis; Box-Behnken response surface method

桂枝芍藥知母湯（Guizhi-shaoyao-zhimu decoction，GSZD），由桂枝、芍藥（白芍）、甘草、麻黃、生姜、白術、知母、防風、（炮）附子組成，始載于《金匱要略》，曰“諸肢節(jié)疼痛，身體魁羸，腳腫如脫，頭眩短氣，溫溫欲吐，桂枝芍藥知母湯主之”[1]。周揚俊等[2]于《金匱玉函經(jīng)二注》中提及：“桂枝治風，麻黃治寒，白術治濕，故以桂枝、麻黃、白術為君藥;防風佐桂，附子佐麻黃、白術，故以防風、附子為佐藥。其芍藥、生姜、甘草亦和發(fā)其營衛(wèi)，如桂枝湯例也;知母治腳腫，引諸藥祛邪益氣力，故以芍藥、生姜、甘草、知母為臣藥;附子行藥勢，為開痹大劑?！痹摲降闹饕π殪铒L除濕、溫經(jīng)散寒、滋陰清熱，可用于臨床治療類風濕性關節(jié)炎、膝骨性關節(jié)炎、痛風性關節(jié)炎及腰間盤突出等病癥[1]。有研究指出，該方的主要作用機制包括抑制滑膜炎癥增生、減少軟骨破壞和骨損傷、抑制炎癥細胞侵襲、調(diào)節(jié)免疫系統(tǒng)使其維持平衡等[3]。藥理學研究證實，桂枝中所含的肉桂酸具有抑菌、利膽、抗突變、抗侵襲和抑制肺癌細胞惡性表達等藥理作用[4];白芍中的芍藥苷可以通過抑制單核細胞來減慢炎癥的反應速率，從而發(fā)揮抗炎作用[5]。王曉燕[6]研究發(fā)現(xiàn)，灌胃桂枝與白芍水煎液能夠明顯減輕雞蛋清所致的大鼠足跖腫脹，抑制二甲苯所致的小鼠耳腫脹，抗炎效果十分明顯。鹽酸麻黃堿和鹽酸偽麻黃堿為麻黃的重要成分，前者發(fā)揮鎮(zhèn)痛作用，后者發(fā)揮抗炎作用[7]。芒果苷為知母的主要活性成分，具有緩解喘氣不舒、抗自由基氧化、抗炎、抑菌和調(diào)節(jié)免疫等作用[8-10]。有研究表明，甘草中的甘草苷可抑制氧化應激導致的細胞凋亡，甘草酸則可通過抑制氧化損傷來減少炎癥因子的產(chǎn)生[11]。6-姜酚是生姜的主要活性成分，極具藥用價值，研究發(fā)現(xiàn)其有顯著的抗炎、止痛、強心、抗氧化作用[12]。薛寶云等[13]研究發(fā)現(xiàn)，防風中的5-O-甲基維斯阿米醇苷能降低發(fā)熱大鼠的體溫，且解熱、鎮(zhèn)痛、抗炎及抗血小板聚集作用較明顯?；诖?，本研究以鹽酸麻黃堿、鹽酸偽麻黃堿、芒果苷、芍藥苷、甘草苷、5-O-甲基維斯阿米醇苷、肉桂酸、甘草酸、6-姜酚的含量和干膏得率作為提取工藝的評價指標，采用層次分析法和熵權法計算復合權重，并結合Box-Behnken響應面法優(yōu)化GSZD的提取工藝，旨在為后續(xù)GSZD的研究開發(fā)提供參考。

1 材料

1.1 主要儀器

本研究所用主要儀器包括LC-20AT型高效液相色譜系統(tǒng)及其配備的SPD-M20A型光電二極管陣列檢測器、SIL-20A型自動進樣器（日本Shimadzu公司），MS105DU型電子天平（梅特勒-托利多儀器有限公司），GXZ-9140MBE型電熱鼓風干燥箱（上海博迅實業(yè)有限公司醫(yī)療設備廠），TGL16M型高速離心機（湖南凱達科學儀器有限公司），RE-52AA型旋轉(zhuǎn)蒸發(fā)儀（上海亞榮生化儀器廠）等。

1.2 主要藥品與試劑

知母飲片、甘草飲片、炮附子（黑順片）飲片（批號分別為38420007、05620036、D01020009）均購自河北仁心藥業(yè)有限公司;桂枝飲片、白芍飲片、白術飲片、防風飲片（批號分別為200403、200402、200401、200302）均購自安國市安興中藥飲片有限公司;麻黃飲片（批號201911004）購自內(nèi)蒙古普康藥業(yè)有限公司;生姜飲片（批號201022）購自河北楚風中藥飲片有限公司。上述所有飲片經(jīng)長春中醫(yī)藥大學王淑敏教授鑒定，均為真品且符合2020年版《中國藥典》（一部）各藥項下標準[14]。甘草苷、甘草酸、芍藥苷、6-姜酚、芒果苷、肉桂酸、5-O-甲基維斯阿米醇苷對照品（批號分別為DST200412-009、DSTDG000601、DSTDS007001、DST190716-027、DST190305- 031、DST190413-045、DST190213-006，純度均為98.0%）均購自成都德斯特生物技術有限公司;鹽酸麻黃堿、鹽酸偽麻黃堿對照品（批號分別為171241-201809、171237- 201809，純度分別為100.0%、99.8%）均購自中國食品藥品檢定研究院;乙腈（色譜純）購自美國Sigma公司;其余試劑均為分析純，水為純凈水。

2 方法與結果

2.1 GSZD的制備

稱取桂枝12 g、白芍9 g、知母12 g、防風12 g、麻黃6 g、白術15 g、生姜15 g、甘草6 g、炮附子6 g，加水1 400 mL，浸泡30 min，武火煮沸，轉(zhuǎn)文火微沸，煎煮兩次，每次60 min，合并兩次濾液，濃縮至100 mL，即得（每1 mL中含生藥0.93 g）。

2.2 多指標成分的含量測定

采用高效液相色譜法進行測定。

2.2.1 對照品溶液的制備 精密稱取鹽酸麻黃堿、鹽酸偽麻黃堿、芒果苷、芍藥苷、甘草苷、5-O-甲基維斯阿米醇苷、甘草酸、肉桂酸、6-姜酚對照品各適量，加甲醇溶解，制成上述各對照品質(zhì)量濃度分別為2.016、2.024、2.048、4.028、2.026、2.016、2.002、2.000、0.203 mg/mL的單一對照品溶液。取上述各單一對照品溶液適量，加甲醇稀釋，制成上述各對照品質(zhì)量濃度分別為201.6、202.4、204.8、402.8、202.6、201.6、200.2、200.0、20.3 μg/mL的混合對照品溶液。

2.2.2 供試品溶液的制備 精密量取GSZD 1 mL，加入4倍體積的甲醇，渦旋混勻，10 000 r/min離心10 min，取上清液，過0.22 μm微孔濾膜，即得供試品溶液。

2.2.3 陰性樣品溶液的制備 按照GSZD處方量，分別稱取缺麻黃、缺知母、缺白芍、缺甘草、缺防風、缺桂枝、缺生姜、缺附子、缺白術的陰性樣品，按“2.1”項下方法進行提取、濃縮，再按“2.2.2”項下方法制成陰性樣品溶液。

2.2.4 色譜條件與系統(tǒng)適用性試驗 以Waters XSelect ?HSS T3（250 mm×4.6 mm，5 μm）為色譜柱，以乙腈（A）-0.1%磷酸溶液（B）為流動相進行梯度洗脫（0～5 min，95.5%B;5～8 min，95.5%B→91%B;8～13 min，91%B→82%B;13～28 min，82%B→80%B;28～35 min，80%B→77%B;35～43 min，77%B→72%B;43～51 min，72%B→57%B;51～59 min，57%B→30%B;59～64 min，30%B→5%B;64～70 min，5%B）;流速為1.0 mL/min;檢測波長為210 nm（0～17 min，鹽酸麻黃堿、鹽酸偽麻黃堿）、254 nm（17～20 min，芒果苷）、235 nm（20～29 min，芍藥苷、甘草苷）、254 nm（29～33 min，5-O-甲基維斯阿米醇苷）、280 nm（33～52 min，肉桂酸）、235 nm（52～58 min，甘草酸）、280 nm（58～62 min，6-姜酚）;柱溫為35 ℃;進樣量為10 μL。取“2.2.1”～“2.2.3”項下混合對照品溶液、供試品溶液和陰性樣品溶液進樣測定，結果顯示，鹽酸麻黃堿、鹽酸偽麻黃堿、芒果苷、芍藥苷、甘草苷、5-O-甲基維斯阿米醇苷、肉桂酸、甘草酸、6-姜酚色譜峰峰形良好，理論板數(shù)按甘草苷峰計不低于30 000，分離度均大于1.5，陰性樣品對測定無干擾，色譜圖見圖1。

2.2.5 線性關系考察 精密吸取“2.2.1”項下混合對照品溶液，按“2.2.4”項下色譜條件分別進樣1、4、6、8、10、12、14、16 μL，記錄峰面積。以各待測成分進樣量（x，μg）為橫坐標、峰面積（y）為縱坐標進行線性回歸。結果見表1。

2.2.6 定量限與檢測限考察 精密吸取“2.2.1”項下混合對照品溶液適量，以甲醇進行倍比稀釋，再按“2.2.4”項下色譜條件進樣測定，以信噪比3 ∶ 1、10 ∶ 1分別計算檢測限、定量限。結果見表2。

2.2.7 精密度試驗 精密吸取“2.2.1”項下混合對照品溶液10 μL，按“2.2.4”項下色譜條件連續(xù)進樣6次，記錄峰面積。結果顯示，鹽酸麻黃堿、鹽酸偽麻黃堿、芒果苷、芍藥苷、甘草苷、5-O-甲基維斯阿米醇苷、甘草酸、肉桂酸、6-姜酚峰面積的RSD分別為0.52%、1.44%、1.84%、0.51%、0.35%、1.59%、1.03%、1.48%、0.87%（n=6），表明儀器精密度良好。

2.2.8 穩(wěn)定性試驗 精密吸取同一供試品溶液，分別于室溫下放置0、2、4、8、12、24 h時按“2.2.4”項下色譜條件進樣測定，記錄峰面積。結果顯示，鹽酸麻黃堿、鹽酸偽麻黃堿、芒果苷、芍藥苷、甘草苷、5-O-甲基維斯阿米醇苷、肉桂酸、甘草酸、6-姜酚峰面積的RSD分別為1.64%、1.96%、1.40%、1.26%、1.58%、1.43%、1.47%、1.07%、1.70%（n=6），表明供試品溶液在室溫下放置24 h穩(wěn)定性良好。

2.2.9 重復性試驗 按“2.2.2”項下方法制備供試品溶液6份，再按“2.2.4”項下色譜條件進樣測定，記錄峰面積，代入回歸方程計算含量。結果顯示，鹽酸麻黃堿、鹽酸偽麻黃堿、芒果苷、芍藥苷、甘草苷、5-O-甲基維斯阿米醇苷、甘草酸、肉桂酸、6-姜酚含量的RSD分別為2.32%、2.20%、2.35%、2.28%、2.14%、2.22%、1.89%、2.05%、2.34%（n=6），表明該方法重復性良好。

2.2.10 加樣回收率試驗 精密吸取已知含量的GSZD 6份，各1 mL，分別加入一定量的單一對照品溶液，按“2.2.2”項下方法制備供試品溶液，再按“2.2.4”項下色譜條件進樣測定，記錄峰面積并計算加樣回收率。結果顯示，鹽酸麻黃堿、鹽酸偽麻黃堿、芒果苷、芍藥苷、甘草苷、5-O-甲基維斯阿米醇苷、甘草酸、肉桂酸、6-姜酚的平均加樣回收率分別為96.90%、99.83%、99.28%、100.72%、101.15%、96.42%、101.47%、98.25%、99.09%，RSD分別為0.99%、1.28%、0.71%、0.43%、2.06%、1.33%、0.99%、1.24%、1.43%（n=6），表明該方法回收率良好。

2.3 干膏得率的測定

精密吸取GSZD 20 mL，置于已干燥至恒定質(zhì)量的蒸發(fā)皿中，水浴蒸干后，再于105 ℃下干燥3 h，取出，置于干燥器中冷卻30 min，精密稱定質(zhì)量，計算干膏得率：干膏得率（%）=干膏質(zhì)量/藥材總量×100%。

2.4 指標權重的確定

2.4.1 層次分析法確定權重系數(shù) 根據(jù)“君臣佐使”組方規(guī)律，將9個成分含量和干膏得率作為權重指標予以量化，即將10個指標分為4個層次，確定各指標的先后順序如下：鹽酸麻黃堿=鹽酸偽麻黃堿=肉桂酸>芍藥苷=芒果苷=甘草苷=甘草酸=6-姜酚>5-O-甲基維斯阿米醇苷>干膏得率，構建成對比較的優(yōu)先判斷矩陣，并賦予各指標相對評分，詳見表3。

根據(jù)表3結果，鹽酸麻黃堿、鹽酸偽麻黃堿、肉桂酸、芍藥苷、芒果苷、甘草苷、甘草酸、6-姜酚、5-O-甲基維斯阿米醇苷含量和干膏得率10個指標經(jīng)層次分析后得到的權重系數(shù)（Aj）分別為0.193 1、0.193 1、0.193 1、0.073 9、0.073 9、0.073 9、0.073 9、0.073 9、0.032 6、0.018 5，一致性比率（consistent ratio，CR）為0.013 4<0.10，各項指標的優(yōu)先判斷矩陣具滿意的一致性，表明權重系數(shù)有效[15]。

2.4.2 熵權法確定權重系數(shù) 熵權法是將每個評價指標作為1個隨機變量，計算該指標的熵權系數(shù)。確定權重的計算步驟如下：（1）原始數(shù)據(jù)矩陣歸一化，建立原始評價指標矩陣;設m個評價指標n個評價對象的原始數(shù)據(jù)矩陣為A=（aij）mn，對其歸一化后得到R=（Xij）mn，對數(shù)值大者為優(yōu)的指標而言，按照以下公式歸一化：

Xij=（aij-[min

j] {aij}）/（[max

j] {aij}-[min

j] {aij}）（式中，Xij為第i次實驗時第j個評價指標的取值，i=1，2，3，…，m;j=1，2，3，…，n）。（2）將原始數(shù)據(jù)矩陣（Xij）mn轉(zhuǎn)換為概率矩陣（Pij）mn;在信息熵公式中Pi為某個信息的概率，滿足0≤Pi≤1，因此必須先對矩陣（Xij）mn進行歸一化處理，經(jīng)處理后的矩陣即可視為指標的概率矩陣。公式如下：Pij=Xij/[∑][j=1][n]Xij（式中，Pij為第j次實驗在第i個評價指標下的概率）。（3）計算指標的熵值，確定第i個評價指標的信息熵（Hi）。公式如下：Hi=-k[∑][j=1][n]PijlnPij，k=1/lnn。（4）計算指標的熵權系數(shù)（Wj）。公式如下：Wj=1-Hi /[∑][i=1][m]（1-Hi），[∑][1][m]Wj=1，0≤Wj≤1。由此公式可知，Xij值相差越大時，Hi越小，表明提供的信息量越大，其權重值越大，該指標就越重要[16]。結果見表4。

2.4.3 計算復合權重 通過層次分析法和熵權法分別計算得到鹽酸麻黃堿、鹽酸偽麻黃堿、肉桂酸、芍藥苷、芒果苷、甘草苷、甘草酸、6-姜酚、5-O-甲基維斯阿米醇苷含量和干膏得率的相關權重，并參考下式計算10個指標的復合權重（ωj）：ωj=WjAj/[∑][i=1][m]WjAj。結果顯示，上述10個指標的復合權重分別為0.12、0.10、0.15、0.12、0.05、0.14、0.13、0.10、0.06、0.03。

2.5 單因素實驗

2.5.1 料液比的考察 稱取GSZD處方量藥材，在提取時間2 h、提取1次的條件下，分別對料液比1 ∶ 8、1 ∶ 10、1 ∶ 12、1 ∶ 14、1 ∶ 16、1 ∶ 18（g/mL）進行考察，計算綜合評分。公式如下：綜合評分=100[∑][i=1][m]（ωjXj）/Xjmax（式中，Xj為第j個評價指標的數(shù)值，Xjmax為第j個評價指標中的最大值）。結果顯示，隨著溶劑的增加，綜合評分呈先升高后降低的趨勢，當料液比為1 ∶ 12時綜合評分最高，故選擇料液比為1 ∶ 12，詳見圖2A。

2.5.2 提取次數(shù)的考察 稱取GSZD處方量藥材，在提取時間2.0 h、料液比1 ∶ 12（g/mL）的條件下，分別對提取次數(shù)1、2、3次進行考察，按“2.5.1”項下方法計算綜合評分。結果顯示，隨著提取次數(shù)的增加，綜合評分呈先升高后降低的趨勢，當提取次數(shù)為2次時，綜合評分最高，表明此時藥材被提取得較完全，若再繼續(xù)提取，綜合評分反而降低，故選擇提取次數(shù)為2次，詳見圖2B。

2.5.3 提取時間的考察 稱取GSZD處方量藥材，在料液比1 ∶ 12（g/mL）、提取2次的條件下，分別對提取時間1、1.5、2.0、2.5、3.0 h進行考察，按“2.5.1”項下方法計算綜合評分。結果顯示，隨著提取時間的延長，綜合評分呈先升高后降低的趨勢，當提取時間為2.5 h時，綜合評分最高，故選擇提取時間為2.5 h，詳見圖2C。

2.6 Box-Behnken響應面優(yōu)化實驗

2.6.1 實驗安排與結果 根據(jù)單因素實驗結果，以料液比（A，g/mL）、提取次數(shù)（B，次）、提取時間（C，h）為自變量，以綜合評分（Y）為響應值，利用Design-Expert 8.0.6.1軟件設計3因素3水平的響應面實驗以優(yōu)化GSZD提取工藝，其中A分別為1 ∶ 10、1 ∶ 12、1 ∶ 14（g/mL），B分別為1、2、3次，C分別為2.0、2.5、3.0 h。響應面實驗安排與結果見表5。

2.6.2 數(shù)據(jù)處理與分析 運用Design-Expert 8.0.6.1軟件對實驗結果進行分析，得到各因素與綜合評分之間的二次多元回歸方程為Y=76.63+10.26A+11.21B-1.55C+1.14AB+3.50AC+7.23BC-0.57A 2-19.92B 2+1.24C 2。進一步對其進行方差分析，結果見表6。由表6可知，模型的F=26.52，P=0.000 1，表明二次多元回歸模型良好;擬合方程的相關系數(shù)（R 2）為0.971 5，表明響應值的變化有97.15%來自于所選自變量，模型誤差較小;失擬項F=3.40，P=0.134 1>0.05，表明未知因素對實驗的干擾小。確定3個因素對GSZD綜合評分的影響順序為B>A>C，其中，A、B、BC、B 2對綜合評分的影響有統(tǒng)計學意義（P<0.05），而C、AB、AC、A 2、C 2對綜合評分的影響無統(tǒng)計學意義（P>0.05）。

為進一步評價A、B、C之間交互作用對綜合評分的影響，本研究采用Design-Expert 8.0.6.1軟件繪制了各因素交互作用對綜合評分影響的響應面圖與等高線圖，結果見圖3。等高線的形狀可以反映交互作用的強弱，越趨向橢圓表示交互作用越強，越趨向圓形則交互作用越弱[17]。由圖3可知，B與C交互作用較為明顯，A與B、A與C交互作用不明顯?；贒esign-Expert 8.0.6.1軟件優(yōu)化得到GSZD的最優(yōu)提取工藝如下：料液比1 ∶ 14（g/mL）、提取次數(shù)2.49次、提取時間3.0 h，綜合評分的預測值為94.328。結合生產(chǎn)實際，本研究確定最優(yōu)提取工藝如下：料液比1 ∶ 14（g/mL）、提取次數(shù)2次、提取時間3.0 h。

2.6.3 提取工藝驗證 根據(jù)最優(yōu)提取工藝條件，設計3批驗證實驗，結果見表7。3批驗證實驗綜合評分均值為95.879，RSD為0.50%，與預測綜合評分的偏差為1.64%，表明優(yōu)化工藝穩(wěn)定、可靠。

3 討論

目前，中藥飲片復方制劑的質(zhì)量標準多以多指標成分的含量及出膏率作為考察指標，因此本研究建立了同時測定GSZD中鹽酸麻黃堿、鹽酸偽麻黃堿、芒果苷、芍藥苷、甘草苷、5-O-甲基維斯阿米醇苷、甘草酸、肉桂酸、6-姜酚9個有效成分含量的高效液相色譜法。與現(xiàn)有測定GSZD中有效成分的方法比較[18-19]，本方法穩(wěn)定、靈敏度高，既兼顧了方中多味藥材有效成分的含量，又符合中藥多成分、多靶點的作用特點，為后續(xù)GSZD的質(zhì)量控制提供了科學依據(jù)。

多指標綜合評分的關鍵是權重系數(shù)的確定，常用的權重賦權法有主觀賦權法和客觀賦權法[20]。主觀賦權法是根據(jù)指標的重要性確定權重，主觀因素占比較大[21]?？陀^賦權法是根據(jù)所反映的客觀信息來確定權重，不僅體現(xiàn)中藥“君臣佐使”的重要性，并且存在一定權重與實際指標相反的情況，客觀性更強[20]。兩種賦權方法各有特色，將二者結合起來所涵蓋的信息更全面、合理。因此，本研究以中醫(yī)基礎理論為指導，按照“君臣佐使”的組方規(guī)律對GSZD中10個指標進行層次分析確定主觀權重，再利用熵權法確定客觀權重，并將二者組合運用以計算復合權重，從而優(yōu)化GSZD的提取工藝。這樣不僅結合了兩種賦權方法的優(yōu)點使主客觀并重，還保證了各指標綜合評分的合理性。本實驗根據(jù)模型擬合結果結合生產(chǎn)實際，確定GSZD的最優(yōu)提取工藝為料液比1 ∶ 14（g/mL）、提取次數(shù)2次、提取時間3.0 h。

綜上所述，本研究確定了GSZD的最優(yōu)提取工藝，優(yōu)化后的提取工藝穩(wěn)定、可行，可為后續(xù)GSZD的研究開發(fā)提供參考。

參考文獻

[ 1 ] 張仲景.金匱要略方論：三卷[M].北京：人民衛(wèi)生出版社，1963：19-44.

[ 2 ] 周揚俊，趙以德.金匱玉函經(jīng)二注：五卷[M].北京：人民衛(wèi)生出版社，1990：88-90.

[ 3 ] 邢雅儒，董秋梅，呼鋼.桂枝芍藥知母湯治療RA進展及研究[J].北方藥學，2014，11（5）：69-70.

[ 4 ] 樸持炫.桂枝文獻的研究[D].北京：北京中醫(yī)藥大學，2010.

[ 5 ] 苗艷平，楊晶.芍藥化學成分和藥理作用的研究及分析[J].世界最新醫(yī)學信息文摘，2015，15（59）：1-2.

[ 6 ] 王曉燕.白芍配伍桂枝抗炎的藥理學作用和機制解析[J/OL].臨床醫(yī)藥文獻電子雜志，2015，2（21）：4304，4308

[2021-06-01]. https：//kns.cnki.net/kcms/detail/detail.aspx？dbcode=CJFD&dbname=CJFDLAST2015&filename=LCWX201521009&uniplatform=NZKPT&v=Tz1h9ZMu2-?HUh7e-302_Jr8iHMIx0oLDTZvwh7EKoEl-wP-qKkOo-?SAox3Jufc3kVD. DOI：10.16281/j.cnki.jocml.2015.21.009.

[ 7 ] 卓小玉，陳晶，田明，等.麻黃的化學成分與藥理作用研究進展[J].中醫(yī)藥信息，2021，38（2）：80-83.

[ 8 ] 范敏，周敏，董世慶，等.芒果苷對妊娠期糖尿病大鼠抗氧化能力的影響[J].臨床和實驗醫(yī)學雜志，2017，16（10）：943-946.

[ 9 ] 黃岳青，陳蕾.芒果苷對妊娠期糖尿病大鼠血清中TNF-α、IL-6和糖代謝的影響[J].貴州醫(yī)藥，2018，42（10）：1158- 1161.

[10] 楊云霄，曾今誠，李繼霞，等.芒果苷抗腫瘤作用機制的研究進展[J].山東醫(yī)藥，2017，57（5）：110-112.

[11] 李想，李冀.甘草提取物活性成分藥理作用研究進展[J].江蘇中醫(yī)藥，2019，51（5）：81-86.

[12] 姜程曦，林良義，宋嬌，等.姜中姜酚和姜醇的研究進展[J].中草藥，2015，46（16）：2499-2504.

[13] 薛寶云，李文，李麗，等.防風色原酮甙類成分的藥理活性研究[J].中國中藥雜志，2000，25（5）：297-299.

[14] 國家藥典委員會.中華人民共和國藥典：一部[S]. 2020年版.北京：中國醫(yī)藥科技出版社，2020：88，104，107-108，156，200，229，296，333.

[15] 郭麗，陳皓，賈明璐，等.層次分析法及多指標正交試驗優(yōu)化歸芪通脈合劑水提工藝[J].中國現(xiàn)代中藥，2021，23（6）：1068-1075.

[16] 王仁杰，李淼，閆明，等.信息熵理論在熱毒寧口服制劑中金銀花與梔子提取工藝優(yōu)選中的應用[J].中草藥，2015，46（5）：683-687.

[17] 何瑤，江華娟，成顏芬，等.基于Box-Behnken設計-響應面法與質(zhì)量綜合評價優(yōu)化經(jīng)典名方桃紅四物湯煎煮工藝[J].中草藥，2021，52（22）：6845-6855.

[18] 董運茁，宋志前，劉振麗，等. HPLC同時測定桂枝芍藥知母湯中7個有效成分的含量[J].中國實驗方劑學雜志，2015，21（17）：28-31.

[19] 董運茁，宋志前，易小烈，等.波長切換法測定桂枝芍藥知母湯提取物中5個脂溶性成分的含量[J].藥物分析雜志，2015，35（7）：1185-1190.

[20] 李銳華，孫增濤，王永香，等.運用AHP結合熵權法優(yōu)化疏風定喘顆粒炙麻黃組的醇沉工藝[J].中國實驗方劑學雜志，2016，22（20）：1-5.

[21] 羅婷，唐玉，王佳琪，等.層次分析法結合正交試驗優(yōu)化川黃柏炒炭工藝[J].成都中醫(yī)藥大學學報，2018，41（4）：6-11.

收稿日期：2021-06-01 修回日期：2021-12-01）

（編輯：鄒麗娟）