基于正交試驗(yàn)結(jié)合基準(zhǔn)關(guān)聯(lián)度和AHP-熵權(quán)法優(yōu)化經(jīng)典名方黃連湯提取工藝

王曉麗，沈哲苑，李麗萍，梅 茜，何天雨，趙曉莉，毛 靖，侯金才，郭 勇，毛春芹，崔恩忠, 3*，陸兔林*

·藥劑與工藝·

基于正交試驗(yàn)結(jié)合基準(zhǔn)關(guān)聯(lián)度和AHP-熵權(quán)法優(yōu)化經(jīng)典名方黃連湯提取工藝

王曉麗1，沈哲苑1，李麗萍1，梅 茜1，何天雨1，趙曉莉1，毛 靖1，侯金才2，郭 勇2，毛春芹1，崔恩忠1, 3*，陸兔林1*

1. 南京中醫(yī)藥大學(xué)藥學(xué)院，江蘇 南京 210023 2. 神威藥業(yè)集團(tuán)有限公司，河北 石家莊 051430 3. 東部戰(zhàn)區(qū)總醫(yī)院 藥劑科，江蘇 南京 210002

應(yīng)用正交試驗(yàn)設(shè)計(jì)，結(jié)合基準(zhǔn)關(guān)聯(lián)度和層次分析法-熵權(quán)法優(yōu)化經(jīng)典名方黃連湯的提取工藝。以黃連堿、巴馬汀、小檗堿、6-姜辣素、甘草苷、甘草酸、指紋圖譜相似度及干膏率為關(guān)鍵質(zhì)量屬性，以加水量、浸泡時間、提取時間為關(guān)鍵工藝參數(shù)，采用單因素確定各因素水平，正交試驗(yàn)設(shè)計(jì)優(yōu)化工藝參數(shù)。計(jì)算不同提取參數(shù)的各評價指標(biāo)下各樣品與基準(zhǔn)樣品的基準(zhǔn)關(guān)聯(lián)度，采用AHP-熵權(quán)法確定各評價指標(biāo)的綜合權(quán)重系數(shù)，進(jìn)行綜合評分。正交試驗(yàn)設(shè)計(jì)聯(lián)用基準(zhǔn)關(guān)聯(lián)度和AHP-熵權(quán)法建立的工藝評價函數(shù)模型為綜合評分＝相對偏差（relative deviation，SR）,黃連堿×30%＋SR,巴馬汀× 24%＋SR,小檗堿×28%＋SR,6-姜辣素×5%＋SR,甘草苷×5%＋SR,甘草酸×6%＋SR,干膏率×2%，該模型穩(wěn)定可靠，確定提取工藝為全方飲片加6倍量水，浸泡60 min，煎煮45 min。驗(yàn)證實(shí)驗(yàn)綜合評分均值為90.11，RSD為1.09%，符合基準(zhǔn)樣品的要求，且方法具有適用性。篩選的黃連湯現(xiàn)代提取工藝參數(shù)具有可行性，可為其他經(jīng)典名方的開發(fā)利用提供理論依據(jù)。

經(jīng)典名方；黃連湯；提取工藝；基準(zhǔn)關(guān)聯(lián)度；層次分析法；正交設(shè)計(jì)；信息熵權(quán)法；質(zhì)量源于設(shè)計(jì)；關(guān)鍵質(zhì)量屬性；關(guān)鍵工藝參數(shù)；黃連堿；巴馬??；小檗堿；6-姜辣素；甘草苷；甘草酸；指紋圖譜

經(jīng)典名方黃連湯（Huanglian Decoction）出自《傷寒論》（東漢·張仲景），被收載于《古代經(jīng)典名方目錄（第一批）》[1]。全方由黃連、甘草（炙）、干姜、桂枝（去皮）、人參、半夏（洗）、大棗（擘）7味藥組成，主治傷寒胸中有熱，胃中有邪氣，腹中痛，欲嘔吐者[2]?，F(xiàn)代黃連湯及其加減方常用于治療胃腸疾病、婦科疾病及其他疾病，效果顯著[3-4]。經(jīng)典名方制劑研發(fā)是近年來中藥新藥研發(fā)熱點(diǎn)。根據(jù)國家藥品監(jiān)督管理局發(fā)布《古代經(jīng)典名方關(guān)鍵信息表（25首方劑）（征求意見稿）》[5]、《按古代經(jīng)典名方目錄管理的中藥復(fù)方制劑藥學(xué)研究技術(shù)指導(dǎo)原則（試行）》[6]（簡稱《原則》），制劑研究應(yīng)以制劑質(zhì)量與基準(zhǔn)樣品質(zhì)量基本一致為目標(biāo)。但在現(xiàn)代大生產(chǎn)中，中試產(chǎn)品的質(zhì)量易受提取方式、提取容器等眾多因素的影響，難以實(shí)現(xiàn)現(xiàn)代提取工藝與傳統(tǒng)制法的質(zhì)量一致性。質(zhì)量標(biāo)志物（quality marker，Q-Marker）最早于2016年由劉昌孝院士[7]提出，通過風(fēng)險評估、試驗(yàn)設(shè)計(jì)等手段確定生產(chǎn)工藝的關(guān)鍵質(zhì)量屬性、關(guān)鍵物料屬性與關(guān)鍵工藝參數(shù)間的關(guān)系模型，提高工藝穩(wěn)健性和產(chǎn)品質(zhì)量可控性[8-9]。基準(zhǔn)關(guān)聯(lián)度（standard relation，SR）可評價現(xiàn)代提取工藝下各樣品與基準(zhǔn)樣品間質(zhì)量的一致性，進(jìn)而確定與傳統(tǒng)工藝最接近的現(xiàn)代工藝。層次分析法（analytic hierarchy process，AHP）-熵權(quán)法可確定各個測定指標(biāo)的權(quán)重系數(shù)，將主觀賦權(quán)法和客觀賦權(quán)法結(jié)合，實(shí)現(xiàn)主客觀內(nèi)在統(tǒng)一[10]，使篩選出的現(xiàn)代提取工藝參數(shù)更加科學(xué)可信。本研究基于質(zhì)量源于設(shè)計(jì)（quality by design，QbD）理念，計(jì)算不同提取參數(shù)的各種評價指標(biāo)下各樣品與基準(zhǔn)樣品的基準(zhǔn)關(guān)聯(lián)度，結(jié)合AHP-熵權(quán)法對方中君臣佐使分別主觀賦權(quán)，確定各評價指標(biāo)的權(quán)重系數(shù)，以保證在所篩選的提取工藝參數(shù)下制備的樣品與基準(zhǔn)樣品保持質(zhì)量一致，確保提取工藝穩(wěn)定可靠，為黃連湯的后續(xù)中試工藝和工業(yè)化生產(chǎn)提供科學(xué)依據(jù)。

1 儀器與材料

1.1 儀器

Waters 2695型高效液相色譜儀，配備四元泵、柱溫箱、自動進(jìn)樣器、2998檢測器、Empower3色譜工作站，美國Waters公司；Milli-Q型超純水機(jī)，美國Millipore公司；FA1104型電子分析天平，＝0.1 mg，上海精密科學(xué)儀器有限公司；MS105DU型電子分析天平，＝0.01 mg，瑞士梅特勒-托利多公司；KQ-500E型超聲波清洗器，昆山超聲儀器有限公司；DHG-9140A型電熱恒溫鼓風(fēng)干燥箱，上海精宏實(shí)驗(yàn)設(shè)備有限公司；AE-1106A型多功能紅外爐，中山市愛米生活電器有限公司。

1.2 試藥

對照品鹽酸小檗堿（批號110713-201814，質(zhì)量分?jǐn)?shù)86.7%）、鹽酸巴馬?。ㄅ?10732-201611，質(zhì)量分?jǐn)?shù)86.8%）、鹽酸黃連堿（批號112026-201601，質(zhì)量分?jǐn)?shù)95.1%）、甘草苷（批號111610-201607，質(zhì)量分?jǐn)?shù)93.1%）、甘草酸銨（批號110731-201720，質(zhì)量分?jǐn)?shù)97.7%）、6-姜辣素（批號111833-201806，質(zhì)量分?jǐn)?shù)99.9%）均購自中國食品藥品檢定研究院。磷酸二氫鉀，色譜級，上海阿拉丁生化科技有限公司；乙腈，色譜級，默克股份兩合公司；甲醇，色譜級，江蘇漢邦科技有限公司；磷酸，色譜級，上海阿拉丁生化科技有限公司；其他試劑為分析級。黃連（批號22041211）、干姜（批號22041811）、水炙甘草（批號22041311）、桂枝（批號22041511）、人參（批號22041711）、湯洗半夏（批號22042011）、大棗（批號22041711）均由神威藥業(yè)集團(tuán)有限公司提供，均經(jīng)過南京中醫(yī)藥大學(xué)藥學(xué)院陳建偉教授鑒定，黃連為毛茛科黃連屬植物黃連Franch.的干燥根莖、干姜為姜科姜屬植物姜Rosc.的干燥根莖、水炙甘草為豆科甘草屬植物甘草Fisch.的干燥根和根莖、桂枝為樟科樟屬植物肉桂Presl的干燥嫩枝、人參為五加科人參屬植物人參C. A. Mey.的干燥根和根莖、湯洗半夏為天南星科半夏屬植物半夏Breit的干燥塊莖、大棗為鼠李科棗屬植物棗Mill.的干燥成熟果實(shí)，均符合《中國藥典》2020年版[11]飲片標(biāo)準(zhǔn)。

2 方法與結(jié)果

2.1 基準(zhǔn)樣品的制備

對黃連湯煎煮工藝進(jìn)行研究，確定最佳工藝：稱取黃連41.40 g，甘草（水炙）41.40 g，干姜41.40 g，桂枝41.40 g，人參27.60 g，半夏（湯洗）60.00 g，大棗42.00 g于砂鍋中，加2000 mL水，浸泡60 min，以武火（2200 W）煮沸后，調(diào)節(jié)火力至文火（900 W）保持微沸，煎煮約60 min后，趁熱濾過，濾液放涼后加水調(diào)整體積至1200 mL，即得黃連湯基準(zhǔn)樣品。

2.2 干膏率的測定

精密量取黃連湯基準(zhǔn)樣品10 mL于恒定質(zhì)量后的蒸發(fā)皿中，水浴蒸干后，105 ℃干燥3 h，記錄質(zhì)量，計(jì)算干膏率。

干膏率＝/

為黃連湯湯干膏粉的質(zhì)量，為全方飲片質(zhì)量

2.3 指紋圖譜的測定[16]

2.3.1 色譜條件 Merck Purospher Star LP RP-18endcapped色譜柱（250 mm×4.6 mm，5 μm）；流動相為乙腈-水（含0.05 mol/L磷酸二氫鉀，磷酸調(diào)節(jié)pH 3.0）；梯度洗脫：0～7 min，10%～22%乙腈；7～19 min，22%～23.5%乙腈；19～28 min，23.5%～24%乙腈；28～42 min，24%～35%乙腈；42～52 min，35%～63%乙腈；52～54 min，63%～10%乙腈；54～56 min，10%乙腈；體積流量1 mL/min；檢測波長280 nm；柱溫25 ℃；進(jìn)樣體積10 μL。

2.3.2 方法學(xué)考察[16]參考本課題組前期研究基礎(chǔ)進(jìn)行，結(jié)果均滿足分析要求。

2.3.3 供試品溶液的制備 精密量取黃連湯基準(zhǔn)樣品及正交水提液2 mL置10 mL量瓶中，加入甲醇7 mL，再加水至刻度，使甲醇體積分?jǐn)?shù)為70%，稱定質(zhì)量，超聲處理30 min，放冷，用70%甲醇補(bǔ)足減失的質(zhì)量，搖勻，濾過，取續(xù)濾液，即得供試品溶液。

2.3.4 指紋圖譜的建立及其相似度分析 分別取“2.3.3”項(xiàng)下方法制得基準(zhǔn)樣品供試品溶液及正交水提液供試品溶液，按“2.3.1”項(xiàng)下色譜條件進(jìn)樣，測定指紋圖譜。將色譜結(jié)果以cdf.的格式導(dǎo)入2012年版《中藥色譜指紋圖譜相似度評價系統(tǒng)》進(jìn)行評價。以基準(zhǔn)樣品的指紋圖譜為參照圖譜，時間窗寬度為0.1 s，采用中位數(shù)法，進(jìn)行全譜峰匹配，計(jì)算相似度。圖譜見圖1。

S1-基準(zhǔn)樣品的指紋圖譜 S2～S10-正交試驗(yàn)1～9號樣品的指紋圖譜

2.4 指標(biāo)成分的含量測定[17]

2.4.1 色譜條件 檢測波長237、280、345 nm，色譜柱等其余條件與“2.3.1”項(xiàng)下一致。典型色譜圖見圖2。

1-甘草苷 2-甘草酸 3-6-姜辣素 4-黃連堿 5-巴馬汀 6-小檗堿

2.4.2 方法學(xué)考察[17]參考本課題組前期研究基礎(chǔ)進(jìn)行，結(jié)果均滿足分析要求。

2.4.3 對照品溶液的制備 精密稱取各對照品適量，加入甲醇配制成分別含鹽酸小檗堿483.92 μg/mL、鹽酸黃連堿103.83 μg/mL、鹽酸巴馬汀124.66 μg/mL、甘草苷292.80 μg/mL、甘草酸單銨鹽493.61 μg/mL、6-姜辣素58.98 μg/mL的混合對照品溶液。

2.4.4 供試品溶液的制備 同“2.3.3”項(xiàng)下供試品溶液的制備方法。

2.5 黃連湯基準(zhǔn)樣品干膏率及指標(biāo)成分的測定

取制得的基準(zhǔn)樣品，按“2.2”～“2.4”項(xiàng)下方法，平行制備2份供試品溶液，測定黃連湯基準(zhǔn)樣品的干膏率及各指標(biāo)成分含量，算取平均值。

2.6 單因素考察

2.6.1 加水量考察 依次稱取處方量的飲片于5 L圓底燒瓶中，分別加入4、6、8、10、12倍處方量的去離子水進(jìn)行回流提取，分別浸泡60 min，提取60 min。按“2.3.3”項(xiàng)下方法平行制備2份供試品溶液，測定水提液中黃連堿、巴馬汀、小檗堿、6-姜辣素、甘草苷、甘草酸及干膏率，算取平均值，結(jié)果見表1。隨著加水量增加，黃連堿、巴馬汀、小檗堿、甘草苷、甘草酸含量及干膏率呈上升趨勢，超過10倍水后，6-姜辣素含量下降。結(jié)合隨性物質(zhì)基準(zhǔn)考察指標(biāo)，加水量的低水平及高水平分別為6倍量水和10倍量水。

2.6.2 浸泡時間考察 依次稱取處方量的飲片于5 L圓底燒瓶中，加入8倍處方量的去離子水進(jìn)行回流提取，分別浸泡20、40、60、80 min，提取60 min。按“2.3.3”項(xiàng)下方法平行制備2份供試品溶液，測定水提液中黃連堿、巴馬汀、小檗堿、6-姜辣素、甘草苷、甘草酸及干膏率，算取平均值，結(jié)果見表2。隨著浸泡時間增加，黃連堿、巴馬汀、小檗堿、6-姜辣素的含量呈緩慢上升趨勢，超過60 min后，甘草苷、甘草酸含量略有下降，干膏率無明顯變化。因此，浸泡時間的低水平及高水平分別為20、60 min。

表1 加水量考察結(jié)果

表2 浸泡時間考察結(jié)果

2.6.3 提取時間考察 依次稱取處方量的飲片于5 L圓底燒瓶中，加入8倍處方量的去離子水進(jìn)行回流提取，浸泡60 min，分別提取30、40、50、60 min。按“2.3.3”項(xiàng)下方法平行制備2份供試品溶液，測定水提液中黃連堿、巴馬汀、小檗堿、6-姜辣素、甘草苷、甘草酸及干膏率，算取平均值，結(jié)果見表3。隨著提取時間增加，黃連堿、巴馬汀、小檗堿的含量和干膏率呈上升趨勢，6-姜辣素的含量無明顯趨勢，提取時間超過50 min后，甘草苷上升緩慢且甘草酸含量下降。結(jié)合物質(zhì)基準(zhǔn)的各項(xiàng)指標(biāo)，由此確定提取時間的低水平及高水平分別為30、60 min。

表3 提取時間考察

2.7 提取正交試驗(yàn)

（1）關(guān)鍵質(zhì)量屬性（critical quality attributes，CQAs）和關(guān)鍵工藝參數(shù)（critical process parameters，CPPs）的確定：基于前期研究，物質(zhì)基準(zhǔn)初步預(yù)測黃連堿、巴馬汀、小檗堿、甘草苷、甘草酸、桂皮醛、6-姜辣素為黃連湯潛在的質(zhì)量標(biāo)志物（Q-Marker）[16]。由于桂皮醛在制劑中的濃縮、干燥階段損耗較大，故先提取桂枝揮發(fā)油，后用β-環(huán)糊精進(jìn)行包合，在制粒環(huán)節(jié)加入顆粒中。因此，在提取正交試驗(yàn)中，選擇6個指標(biāo)成分含量（黃連堿、巴馬汀、小檗堿、甘草苷、甘草酸、6-姜辣素）、干膏率及指紋圖譜相似度作為黃連湯提取工藝的CQAs。結(jié)合文獻(xiàn)分析，選擇料液比（A）、浸泡時間（B）、提取時間（C）3個因素作為黃連湯制劑工藝的CPPs。

（2）正交試驗(yàn)設(shè)計(jì)：稱取與傳統(tǒng)工藝相同處方量的同一批的藥材飲片，共9份，以料液比（A）、浸泡時間（B）、提取時間（C）3個因素為考察對象，以提取物中黃連堿、巴馬汀、小檗堿、6-姜辣素、甘草苷、甘草酸含量，指紋圖譜相似度以及干膏率為評價指標(biāo)，按L9(34)正交表進(jìn)行提取，檢測結(jié)果見表4。

表4 正交試驗(yàn)設(shè)計(jì)與響應(yīng)值

2.8 基準(zhǔn)關(guān)聯(lián)度的原理方法

2.8.1 評價對象的確定 基準(zhǔn)關(guān)聯(lián)度是評價某樣品與基準(zhǔn)樣品的相似度的關(guān)鍵參數(shù)，應(yīng)首先確定樣品評價的指標(biāo)數(shù)目和樣品數(shù)目，本方法的基本路線如圖3所示。本研究將正交試驗(yàn)設(shè)計(jì)生成的9個樣品與基準(zhǔn)樣品相比，以提取物中黃連堿、巴馬汀、小檗堿、6-姜辣素、甘草苷、甘草酸含量，指紋圖譜相似度以及干膏率為評價指標(biāo)，以X,j、S為評價對象，X表示正交試驗(yàn)的第（＝1，2，…，）個樣本的第（＝1，2，…，）個指標(biāo)下的測量值，S表示基準(zhǔn)樣品的第（＝1，2，…，）個指標(biāo)下的測量值。

2.8.2 相對偏差（relative deviation，RD）值的計(jì)算 RD表示第（＝1，2，…，）個樣本的第（＝1，2，…，）個指標(biāo)下的RD，RD越小則表明代表X相對于S的偏差越小，即該條件下制得樣品質(zhì)量與基準(zhǔn)樣品相似度更高。根據(jù)公式（1）計(jì)算RD。

圖3 方法流程圖

RD＝|X－S|/S（1）

2.8.3 基準(zhǔn)關(guān)聯(lián)度（standard relation，SR）的計(jì)算 以基準(zhǔn)樣品質(zhì)量為標(biāo)準(zhǔn)值（），以正交試驗(yàn)設(shè)計(jì)下的各樣品質(zhì)量為測得值（），以不同的指標(biāo)為評價指標(biāo)，按公式（2）計(jì)算所得結(jié)果，稱為基準(zhǔn)關(guān)聯(lián)度，結(jié)果見表5。SR表示第（＝1，2，…，）個樣本的第（＝1，2，…，）個指標(biāo)下的基準(zhǔn)關(guān)聯(lián)度。SR越接近100%，在該指標(biāo)下的工藝參數(shù)制得的樣品與基準(zhǔn)樣品相似度越高。

SR＝1－RD＝1－|X－S|/S（2）

計(jì)算公式如公式（2）所示，計(jì)算結(jié)果表明，當(dāng)以黃連堿、巴馬汀、小檗堿、甘草苷、甘草酸為評價指標(biāo)時，與基準(zhǔn)樣品最為接近的是試驗(yàn)8；當(dāng)以6-姜辣素為評價指標(biāo)時，與物質(zhì)基準(zhǔn)最為接近的是試驗(yàn)9；當(dāng)以指紋圖譜相似度為評價指標(biāo)時，與物質(zhì)基準(zhǔn)最為接近的是試驗(yàn)6；當(dāng)以干膏率為評價指標(biāo)時，與物質(zhì)基準(zhǔn)最為接近的是試驗(yàn)1。由此可得，當(dāng)以單一因素為評價指標(biāo)時，試驗(yàn)所得最優(yōu)結(jié)果會根據(jù)評價指標(biāo)的變化而變化，因此需進(jìn)行綜合評分后才能確定提取工藝參數(shù)。

2.9 AHP-熵權(quán)法組合權(quán)重的計(jì)算

2.9.1 AHP主觀賦權(quán)

（1）構(gòu)建判斷矩陣：根據(jù)君臣佐使原則[12]，黃連湯方中黃連和干姜為君藥，黃連苦寒，清胸中之熱、兼和胃氣，干姜辛溫，以溫胃中之寒；臣藥為桂枝和半夏，桂枝辛散溫通、祛寒止痛，半夏和胃降逆止嘔，寬胸散結(jié)消痞；佐藥為人參和大棗，兼得益氣健脾、緩和藥性之效；使藥為甘草，甘草甘平，緩腹中之痛[13]。諸藥合用，可平調(diào)寒熱、和胃降逆。

表5 正交試驗(yàn)的SRij

本研究參考《中藥新藥質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)研究技術(shù)指導(dǎo)原則（試行）》要求[14]，根據(jù)黃連湯的處方組成，結(jié)合各味藥中指標(biāo)性成分的實(shí)際測得性和穩(wěn)定性，選擇君藥黃連中的黃連堿、巴馬汀、小檗堿，君藥干姜中的6-姜辣素，以及使藥甘草中的甘草苷、甘草酸為6個指標(biāo)性成分，同時兼顧干膏率和指紋圖譜。通過干膏率反映提取工藝的穩(wěn)定性，指紋圖譜體現(xiàn)制劑過程中小分子成分的輪廓及定性特征。

指紋圖譜可反映小分子成分輪廓和定性特質(zhì)，但與含量測定的指標(biāo)性成分相比，其所包含的質(zhì)量信息仍較少[15]，故將其重要程度視為與干膏率同等重要。故按黃連堿＝巴馬汀=小檗堿＞6-姜辣素＞甘草苷＝甘草酸＞指紋圖譜相似度≈干膏率的順序，再根據(jù)AHP理論判斷矩陣1～9標(biāo)度，對同一層次內(nèi)個指標(biāo)的相對重要程度進(jìn)行打分，結(jié)果見表6。黃連堿、巴馬汀、小檗堿為君藥黃連的主要藥效成分，相對于6-姜辣素較明顯重要，故標(biāo)為4，相對于甘草苷、甘草酸明顯重要，故標(biāo)為5，相對于指紋圖譜相似度和干膏率明顯更為重要，標(biāo)為6，以此類推，根據(jù)公式（3）構(gòu)建判斷矩陣，數(shù)據(jù)見表7，用a表示因素相對于因素的比較結(jié)果。

（2）計(jì)算主觀權(quán)重系數(shù)（WS）：首先對判斷矩陣進(jìn)行幾何平均（方根法），按公式（4）計(jì)算得到初始權(quán)重系數(shù)（W′），a表示第（＝1，2，…，）個指標(biāo)因素對第（＝1，2，…，）個指標(biāo)因素的比較結(jié)果，然后按照公式（5）計(jì)算歸一化WS，得到5個指標(biāo)的WS，結(jié)果見表8。

表6 AHP構(gòu)建判斷矩陣的標(biāo)準(zhǔn)

W′＝(a1a2…a)1/n（4）

（3）一致性檢驗(yàn)：對矩陣進(jìn)行一致性檢驗(yàn)。首先根據(jù)公式（6）計(jì)算最大特征根（max），再根據(jù)公式（7）計(jì)算一致性指標(biāo)（consistency index，CI），得到CI為0.03，一致性比例（consistency ratio，CR）（CR＝CI/RI，RI為自由度指標(biāo)）為0.02，均小于0.1，表明該矩陣具有一致性[10]。

表7 指標(biāo)成對比較的判斷優(yōu)先矩陣

CI＝(max－)/(－1) （7）

2.9.2 信息熵客觀賦權(quán)

（1）建立正交試驗(yàn)原始數(shù)據(jù)矩陣：現(xiàn)有個樣本，個評價指標(biāo)，原始數(shù)據(jù)矩陣＝(X,j)×n，以黃連堿、巴馬汀、小檗堿、6-姜辣素、甘草苷、甘草酸含量，指紋圖譜相似度及干膏率8個指標(biāo)為評價指標(biāo)，建立原始數(shù)據(jù)矩陣（）。

（2）將原始數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為概率矩陣：根據(jù)公式（8）將原始數(shù)據(jù)矩陣轉(zhuǎn)化為概率矩陣（），P表示在第個指標(biāo)下第個樣本的概率。

（3）計(jì)算各指標(biāo)的信息熵（H）和客觀權(quán)重系數(shù)（WO）：H越小，代表指標(biāo)下的數(shù)據(jù)離散程度越高，則其所提供的信息量就越大[10]。根據(jù)公式（9）計(jì)算出各指標(biāo)的H依次為0.996 1、0.996 9、0.996 4、0.998 3、0.997 0、0.996 4、0.999 9、0.998 2，按照公式（10）計(jì)算各指標(biāo)的WO。

H＝?PlnP，＝1/ln（9）

2.9.3 綜合權(quán)重系數(shù)（W）的確定 采用AHP得到WS，熵權(quán)法得到WO，根據(jù)公式（11）計(jì)算各指標(biāo)的W，結(jié)果見表8。

2.10 綜合評分

通過AHP-熵權(quán)法得到的W，可知黃連堿占比30%，巴馬汀占比24%，小檗堿占比28%，6-姜辣素占比5%，甘草苷占比5%，甘草酸占比6%，干膏率占比2%。根據(jù)公式（12）計(jì)算綜合評分，結(jié)果見表4。由表4中結(jié)果可知，試驗(yàn)8綜合評分最高，結(jié)果表示與古法最相似的現(xiàn)代工藝參數(shù)為A3B1C2，即以6倍量的水浸泡1 h煎煮45 min得到的樣品與基準(zhǔn)樣品的質(zhì)量最為一致。

表8 組合權(quán)重

綜合評分＝SR,黃連堿×30%＋SR,巴馬汀×24%＋SR,小檗堿×28%＋SR,6-姜辣素×5%＋SR,甘草苷×5%＋SR,甘草酸×6%＋ SR,干膏率×2% （12）

2.11 驗(yàn)證試驗(yàn)

對優(yōu)化后的提取工藝參數(shù)進(jìn)行驗(yàn)證，重復(fù)試驗(yàn)3次，測定黃連堿、巴馬汀、小檗堿、6-姜辣素、甘草苷、甘草酸含量，指紋圖譜相似度及干膏率，計(jì)算綜合評分，結(jié)果見表9。驗(yàn)證試驗(yàn)的綜合評分均值為90.11，與基準(zhǔn)樣品質(zhì)量接近，且符合《按古代經(jīng)典名方目錄管理的中藥復(fù)方制劑藥學(xué)研究技術(shù)指導(dǎo)原則（試行）》[6]中對制劑生產(chǎn)研究的要求。綜合評分的RSD值為1.09%，說明該方法確定的提取工藝穩(wěn)定可靠且重復(fù)性良好。

3 討論

黃連湯作為平調(diào)寒熱、和胃降逆治法的代表方，自古至今一直被眾多醫(yī)家廣泛使用，對其進(jìn)行經(jīng)典名方制劑的開發(fā)研究意義重大。課題組前期已根據(jù)古籍記載制備了黃連湯標(biāo)準(zhǔn)湯液，并建立了其質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)[16-17]。本研究基于QbD理念，選用正交試驗(yàn)設(shè)計(jì)，建立以黃連堿、巴馬汀、小檗堿、6-姜辣素、甘草苷、甘草酸、指紋圖譜相似度和干膏率為主的質(zhì)量控制體系，確定以加水倍量、浸泡時間、提取時間作為關(guān)鍵工藝參數(shù)，采用單因素實(shí)驗(yàn)確定各因素水平，應(yīng)用正交設(shè)計(jì)優(yōu)化經(jīng)典名方黃連湯的提取工藝。AHP作為主觀賦權(quán)法，由人為確定各個評價指標(biāo)的權(quán)重系數(shù)，受人為影響較大；熵權(quán)法作為客觀賦權(quán)法，根據(jù)數(shù)據(jù)變化規(guī)律得出最終權(quán)重系數(shù)，但不能體現(xiàn)中藥復(fù)方的君臣佐使關(guān)系。

表9 驗(yàn)證試驗(yàn)結(jié)果

本研究結(jié)合基準(zhǔn)關(guān)聯(lián)度和AHP-熵權(quán)法對質(zhì)量評價體系進(jìn)行賦權(quán)，明確8個指標(biāo)在質(zhì)量控制體系中的權(quán)重系數(shù)，以此優(yōu)化黃連湯現(xiàn)代提取工藝為加6倍量水、浸泡60 min、提取45 min。所得工藝可保證工業(yè)生產(chǎn)的可行性及產(chǎn)品質(zhì)量的穩(wěn)定性，符合經(jīng)典名方“傳承精華、古為今用、古今銜接”的基本研究原則，實(shí)現(xiàn)了傳統(tǒng)工藝向現(xiàn)代工業(yè)生產(chǎn)的關(guān)鍵一步。

利益沖突 所有作者均聲明不存在利益沖突

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Optimization of extraction process for classical prescription Huanglian Decoction based orthogonal test, standard relation and analytic hierarchy process combined with entropy method

WANG Xiao-li1, SHEN Zhe-yuan1, LI Li-ping1, MEI Xi1, HE Tian-yu1, ZHAO Xiao-li1, MAO Jing1, HOU Jin-cai1, GUO Yong2, MAO Chun-qin1, CUI En-zhong1, 3, LU Tu-lin1

1. School of Pharmacy, Nanjing University of Traditional Chinese Medicine, Nanjing 210023, China 2. Shenwei Pharmaceutical Group Co., Ltd., Shijiazhuang 051430, China 3. Department of Pharmaceutical Preparation, General Hospital of Easter Theater Command, Nanjing 210002, China

The extraction process of the classical prescription Huanglian Decoction (黃連湯) was optimized based on orthogonal test, standard relation and analytic hierarchy process combined with entropy method.With the contents of coptisine, palmatine, berberine, 6-gingerol, liquiritin, glycyrrhizic acid, fingerprint similarity, paste-forming rate as critical quality attributes (CQAs). The amount of water, soaking time and extraction time were used as the critical process parameters (CPPs). The single factor experiment design was used to determine the level of each factor, and the orthogonal test was used to optimize the process parameters. The standard relation between each samples and standard decoction of various indexes of different extraction parameters was calculated, while AHP-entropy method was applied to determine the weight of each index for comprehensive score.A process evaluation function model was established by using orthogonal test combined with standard relation and AHP-entropy method as follow: comprehensive score = SR,coptisine× 30% + SR,palmatine× 24% + SR,berberine× 28% + SR,6-gingerol× 5% + SR,liquiritin× 5% + SR,glycyrrhizic acid× 6% + SR,paste-forming rate× 2%. The function model was stable and reliable. The extraction process was to add six times of water to the whole decoction pieces, soak for 60 min and extract for 45 min. The average score of the validation test was 90.11, and the RSD was 1.09%, which met the requirements of the reference material standard, and the method was applicable.The modern extraction parameters of Huanglian Decoction screened by this method were feasible, which provided a theoretical basis for the development and utilization of other classic prescriptions.

classical prescription; Huanglian Decoction; extraction process; standard relation; analytic hierarchy process; orthogonal design; information entropy method; quality by design; critical quality attributes; critical process parameters; coptisine; palmatine; berberine; 6-gingerol; liquiritin; glycyrrhizic acid; fingerprint

R283.6

A

0253 - 2670(2023)15 - 4804 - 08

10.7501/j.issn.0253-2670.2023.15.005

2022-12-21

國家重點(diǎn)研發(fā)計(jì)劃項(xiàng)目（2018YFC1707000）；江蘇省研究生科研創(chuàng)新計(jì)劃項(xiàng)目（KYCX23-2027）

王曉麗，碩士研究生，主要從事中藥炮制及中藥飲片質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)研究。E-mail: 2667631348@qq.com

通信作者：陸兔林，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。E-mail: ltl2021@njucm.edu.cn

崔恩忠，高級工程師。Tel: 15952001774

[責(zé)任編輯 鄭禮勝]