中藥特色臨方炮制品種挖掘——膽黃連飲片的炮制工藝及質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)研究

王苗苗，周雅倩，顧 淯，牟麗燕，劉 俏，陳丹妮，劉 遜，李偉東，殷放宙*

中藥特色臨方炮制品種挖掘——膽黃連飲片的炮制工藝及質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)研究

王苗苗1, 2，周雅倩1, 2，顧 淯1，牟麗燕1, 2，劉 俏1, 2，陳丹妮1, 2，劉 遜3，李偉東1, 2，殷放宙1, 2*

1. 南京中醫(yī)藥大學(xué)藥學(xué)院，江蘇 南京 210023 2. 江蘇省中藥炮制重點實驗室，江蘇 南京 210023 3. 蘇州衛(wèi)生職業(yè)技術(shù)學(xué)院，江蘇 蘇州 215009

優(yōu)選膽黃連bile processed的炮制工藝并建立膽黃連飲片的質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)。以5種生物堿類成分（鹽酸小檗堿、巴馬汀、黃連堿、表小檗堿、藥根堿）及醇浸出物的總評歸一值（OD）為評價指標(biāo)，運用Box-Behnken設(shè)計-響應(yīng)面法試驗考察膽汁用量、炒制溫度、炒藥時間對膽黃連炮制工藝的影響，建立OD值與各自變量的多元二次回歸方程的數(shù)學(xué)模型，通過響應(yīng)面法確定工藝參數(shù)。并通過對10批樣品的水分、總灰分、醇浸出物及生物堿成分的分析建立了膽黃連的質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)。膽黃連最佳炮制工藝是黃連片加入9%膽汁拌勻，悶潤至干，置炒制容器內(nèi)，控制炒制溫度為142 ℃，炒制22 min，取出晾涼。3次驗證試驗所得OD值分別為0.721 9、0.745 4、0.753 4，接近于預(yù)測值，RSD為2.23%，說明該炮制工藝穩(wěn)定、可行。建議規(guī)定膽黃連飲片的水分不得過15.0%，總灰分不得過3.0%，醇浸出物不得少于12.0%，鹽酸小檗堿、巴馬汀、黃連堿、表小檗堿、藥根堿的質(zhì)量分?jǐn)?shù)分別不得少于6.0%、1.3%、1.6%、1.1%、0.34%。采用響應(yīng)面法優(yōu)化的膽黃連炮制工藝簡單可行，質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)可控性強。

膽黃連；Box-Behnken設(shè)計-響應(yīng)面法；炮制工藝；質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)；小檗堿；巴馬??；黃連堿；表小檗堿；藥根堿

黃連為毛茛科植物黃連Franch.、三角葉黃連C. Y. Cheng et Hsiao.或云連Wall.的干燥根莖，主要分布于我國四川、云南、湖北等地，其味苦、性寒，歸心、脾、胃、肝、膽、大腸經(jīng)，具有清熱燥濕、瀉火解毒的功效[1]。黃連所含的成分以小檗堿、巴馬汀、黃連堿、表小檗堿、藥根堿等小檗堿型生物堿為主[2]，具有抗菌[3]、抗病毒[4-5]、抗動脈粥樣硬化[6]、抗糖尿病[7]、抗炎[8]、抗氧化和抗腫瘤[9]等作用。

“飲片入藥，生熟異治”是中醫(yī)用藥的鮮明特色和優(yōu)勢。黃連經(jīng)炮制后，其成分發(fā)生不同程度的變化，進而導(dǎo)致藥性的改變。黃連盡管寒性偏盛，但當(dāng)臨床上遇有大熱之癥時，仍嫌其寒性不足，可用苦寒的膽汁來炮制，通過增強其苦寒之性，增強其清熱瀉火之力，膽黃連是通過炮制達到“寒者益寒”的典型炮制品種。宋《圣濟總錄》[10]中首次記錄了膽黃連的炮制方法：“黃連末，用豬膽一枚，入末在內(nèi)，以好醋煮十余沸，取出掛候干，研為末”；明《本草綱目》中提到“治肝膽之實火，則用豬膽汁浸炒”。明《炮炙大法》[11]及清《本草述鉤元》[12]均引用了《本草綱目》中的觀點。目前，除《上海市中藥飲片炮制規(guī)范》對膽黃連有記載外，其他的各級炮制規(guī)范及藥品標(biāo)準(zhǔn)均未收載該品種。膽黃連作為具有特色的中藥炮制品種，使用時多為臨方炮制，由于沒有較多的研究資料參考，導(dǎo)致其在炮制時工藝差異較大，無法確保其質(zhì)量并穩(wěn)定的發(fā)揮藥效。為有效地挖掘、傳承特色中藥炮制品種，有必要對膽黃連進行相應(yīng)的工藝及質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)研究。

目前，關(guān)于膽黃連的相關(guān)研究較少，有研究曾以膽黃連飲片的醇浸出物和少量種生物堿或總生物堿為指標(biāo)，運用正交試驗等考察確定了膽黃連炮制工藝的炮制工藝[13-14]，但這些研究在考察方式和考察指標(biāo)上還不夠全面。炮制工藝的不穩(wěn)定不利于對其進行有效的質(zhì)量控制及發(fā)揮穩(wěn)定的藥效。同時，迄今為止，尚未有文獻對膽黃連進行有效的質(zhì)量評價研究。因此，本實驗以膽黃連中含量較高的5種生物堿類成分（鹽酸小檗堿、巴馬汀、黃連堿、表小檗堿、藥根堿）及醇浸出物含量的歸一值（OD）為評價指標(biāo)，采用單因素試驗結(jié)合Box- Behnken設(shè)計-響應(yīng)面法（Box-Behnken design- response surface method，BBD-RSM）優(yōu)化膽黃連的炮制工藝，并建立其質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)，以保證其臨床用藥有效。

1 儀器與材料

1.1 儀器

Waters 2998型高效液相色譜儀，美國Waters公司；FA1104型萬分之一分析天平，上海良平儀器儀表有限公司；SQP型十萬分之一分析天平，德國Sartorius公司；KQ-500E型超聲清洗器，江蘇昆山超聲儀器有限公司；AS309型紅外測溫儀，東莞萬創(chuàng)電子制品有限公司。

1.2 藥材與試劑

實驗所需黃連藥材經(jīng)南京中醫(yī)藥大學(xué)李偉東教授鑒定，均為毛茛科植物黃連Franch.的干燥根莖。其中，樣品S01～S02采自四川省彭州市，S03～S06采自重慶市黃水鎮(zhèn)，S07～S10采自湖北省恩施市。豬膽汁購買于湖南省長沙市。對照品鹽酸小檗堿（批號RFS-Y03511811015，質(zhì)量分?jǐn)?shù)＞98%）、表小檗堿（批號RFS-B06402103016，質(zhì)量分?jǐn)?shù)＞98%）、藥根堿（批號RFS-Y05202007027，質(zhì)量分?jǐn)?shù)＞98%）、黃連堿（批號RFS-H08501910006，質(zhì)量分?jǐn)?shù)＞98%）購自成都瑞芬思生物科技有限公司，巴馬?。ㄅ朣T78600120，質(zhì)量分?jǐn)?shù)≥98%）購自上海詩丹德標(biāo)準(zhǔn)技術(shù)服務(wù)有限公司。試驗用甲醇、乙腈為色譜純，水為超純水，其他試劑均為分析純。

2 方法與結(jié)果

2.1 膽黃連飲片的炮制工藝

取凈黃連片200 g，加入一定量的膽汁（膽汁加水稀釋至藥材量的40%），拌勻，待膽汁液吸盡后，置炒制容器內(nèi)，控制炒制溫度，炒制一定的時間，取出，晾涼。

2.2 生物堿類成分的測定

2.2.1 色譜條件 色譜柱為Kromasil C18柱（250 mm×4.6 mm，5 μm）；流動相為乙腈-30 mmol/L碳酸氫銨溶液（含0.1%三乙胺和0.7%氨水），進行梯度洗脫：0～15 min，10%～25%乙腈；15～25 min，25%～30%乙腈；25～40 min，30%～45%乙腈；40～45 min，45%乙腈；體積流量1 mL/min；檢測波長345 nm；柱溫30 ℃；進樣體積10 μL。

2.2.2 混合對照品溶液的制備 分別取各對照品適量，精密稱定，加甲醇溶解、混合、稀釋，配制成含鹽酸小檗堿624 μg/mL、巴馬汀188 μg/mL、黃連堿148 μg/mL、表小檗堿116 μg/mL、藥根堿72 μg/mL的混合對照品溶液，混勻，備用。

2.2.3 供試品溶液的制備 取膽黃連粉末（過二號篩）約0.2 g，精密稱定，置具塞錐形瓶中，精密加入甲醇-鹽酸（100∶1）的混合溶液50 mL，密塞，稱定質(zhì)量，超聲處理（功率250 W、頻率40 kHz）30 min，放冷，再稱定質(zhì)量，用甲醇補足減失的質(zhì)量，搖勻，濾過，濾液經(jīng)0.22 μm微孔濾膜濾過，取續(xù)濾液，即得供試品溶液。

2.2.4 專屬性考察 分別精密進樣10 μL混合對照品溶液、膽黃連供試品溶液。結(jié)果見圖1，在本實驗的色譜條件下，5種成分的分離度良好（＞1.5），表明試驗專屬性良好。

1-藥根堿 2-表小檗堿 3-黃連堿 4-巴馬汀 5-鹽酸小檗堿

2.2.5 線性關(guān)系考察 取混合對照品溶液，梯度稀釋為5個不同的質(zhì)量濃度，分別進樣測定。以峰面積為縱坐標(biāo)（），進樣質(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)果分別為鹽酸小檗堿＝3.667 6×107＋1.620 9×105，＝1.000 0，線性范圍39.00～624.00 μg/mL；巴馬汀＝2.941 0× 107＋1.099 7×105，＝0.999 9，線性范圍11.75～188.00 μg/mL；黃連堿＝3.542 4×107－3.565 2×104，＝0.999 7，線性范圍9.25～148.00 μg/mL；表小檗堿＝3.085 1×107－2.072 1×104，＝0.999 2，線性范圍7.25～116.00 μg/mL；藥根堿＝1.935 7× 107＋7.855 0×103，＝0.999 8，線性范圍4.50～72.00 μg/mL；可見，各成分在相應(yīng)質(zhì)量濃度間線性范圍良好。

2.2.6 精密度考察 精密吸取混合對照品溶液10 μL，連續(xù)進樣測定6次，記錄各成分的峰面積，計算鹽酸小檗堿、巴馬汀、黃連堿、表小檗堿、藥根堿峰面積的RSD分別為0.85%、0.71%、2.54%、1.53%、2.53%，結(jié)果表明儀器精密度良好。

2.2.7 穩(wěn)定性考察 取膽黃連供試品溶液，分別于制備后0、2、4、18、24 h進樣測定，記錄各成分的峰面積，計算鹽酸小檗堿、巴馬汀、黃連堿、表小檗堿、藥根堿峰面積的RSD分別為1.58%、1.98%、2.43%、1.59%、1.87%，結(jié)果表明供試品溶液在24 h內(nèi)的穩(wěn)定性良好。

2.2.8 重復(fù)性考察 取膽黃連粉末6份，每份0.2 g，精密稱定，分別制備成供試品溶液，進樣測定，記錄各成分的峰面積，計算鹽酸小檗堿、巴馬汀、黃連堿、表小檗堿、藥根堿質(zhì)量分?jǐn)?shù)的RSD分別為1.86%、2.56%、2.22%、1.87%、2.00%，結(jié)果表明該方法重復(fù)性良好。

2.2.9 加樣回收率試驗 取膽黃連粉末6份，每份0.1 g，精密稱定，分別加入等量的混合對照品溶液，制備供試品溶液，進樣測定，記錄各成分的峰面積，計算鹽酸小檗堿、巴馬汀、黃連堿、表小檗堿、藥根堿的平均加樣回收率分別為97.46%、95.41%、95.61%、95.45%、103.29%，RSD分別為2.20%、1.73%、1.40%、1.51%、1.76%，結(jié)果表明該方法回收率良好。

2.2.10 樣品測定 取膽黃連粉末（過二號篩）約0.2 g，精密稱定，按“2.2.3”項下方法制備供試品溶液，按“2.2.1”項下色譜條件進行測定鹽酸小檗堿、巴馬汀、黃連堿、表小檗堿、藥根堿的含量。

2.3 醇浸出物的測定

稱取膽黃連粉末（過二號篩）約4.0 g，精密稱定，置250 mL的錐形瓶中，精密加稀乙醇100 mL，按《中國藥典》2020年版通則2201醇溶性浸出物測定法項下的熱浸法測定。

2.4 總評歸一值的計算

利用Hassan法對各效應(yīng)值（鹽酸小檗堿、巴馬汀、黃連堿、表小檗堿、藥根堿和醇浸出物含量）進行歸一化，以效應(yīng)值越大越好。因此，歸一值 （d）＝(Y－min)/(max－min)，其中max為指標(biāo)中最大值，min為指標(biāo)中最小值。再對歸一值求幾何平均值，得總評歸一值（OD），即OD＝(12…d)1/n（為指標(biāo)數(shù)）。

2.5 單因素試驗優(yōu)化炮制因素考察

2.5.1 膽汁用量的考察 取S07批凈黃連片5份（200 g/份），分別加入不同量的膽汁（4%、6%、8%、10%、12%，膽汁加水稀釋至藥材量的40%），拌勻，待膽汁液吸盡后，置炒制容器內(nèi)，控制炒制溫度100 ℃，炒制10 min，取出，晾涼，考察不同膽汁用量對5種生物堿類成分及醇浸出物的OD的影響。結(jié)果見表1，隨著膽汁用量的增加，OD呈現(xiàn)出先增加后降低的趨勢，因此，選擇8%、10%、12% 3個水平進行后續(xù)優(yōu)化實驗。

2.5.2 炒制溫度的考察 取S07批凈黃連片5份（200 g/份），分別加入10%膽汁（膽汁加水稀釋至藥材量的40%）拌勻，待膽汁液吸盡后，置炒制容器內(nèi)，控制不同的炒制溫度（80、100、120、140、160 ℃），炒制10 min，取出，晾涼，考察不同炒制溫度對5種生物堿類成分及醇浸出物的OD的影響。結(jié)果見表2，隨著炒制溫度的增加，OD呈現(xiàn)出先增加后降低的趨勢，因此，選擇120、140、160 ℃ 3個水平進行后續(xù)優(yōu)化實驗。

2.5.3 炒制時間的考察 取S07批凈黃連片5份（200 g/份），分別加入10%膽汁（膽汁加水稀釋至藥材量的40%）拌勻，待膽汁液吸盡后，置炒制容器內(nèi)，控制炒制溫度140 ℃，炒制不同的時間（5、10、15、20、25 min），取出，晾涼，考察不同炒制時間對5種生物堿類成分及醇浸出物的OD的影響。結(jié)果見表3，隨著炒制時間的增加，OD呈現(xiàn)出先增加后降低的趨勢，因此，選擇15、20、25 min這3個水平進行后續(xù)優(yōu)化實驗。

表1 膽汁用量考察結(jié)果

表2 炒制溫度考察結(jié)果

2.6 BBD-RSM優(yōu)化炮制工藝

2.6.1 BBD試驗設(shè)計及結(jié)果 以5種生物堿及醇浸出物的OD為響應(yīng)值，依據(jù)Design Expert 10.0.1軟件，采用BBD試驗設(shè)計3因素3水平的響應(yīng)面分析法對工藝參數(shù)進行優(yōu)化。選取S07批凈黃連片17份，每份200 g，按照BBD試驗設(shè)計方法炮制膽黃連飲片。BBD因素水平、試驗設(shè)計及結(jié)果見表4。

表3 炒制時間考察結(jié)果

表4 BBD試驗設(shè)計及結(jié)果

2.6.2 模型擬合與方差分析 應(yīng)用Design Expert 10.0.1軟件，以總評OD值為響應(yīng)值，分別對3個因素膽汁用量（1）、炒制溫度（2）、炒制時間（3）進行數(shù)據(jù)擬合分析，得到二元回歸方程：OD＝0.740－0.0631＋0.0912＋0.0403－0.01312－0.06813－0.01323－0.16012－0.37022－0.06632。方差分析結(jié)果見表5，該模型＝0.009 0＜0.01，說明所采用的回歸模型具有統(tǒng)計學(xué)意義，失擬項＝0.138 6＞0.05，失擬項不顯著，說明所建立的模型與實際情況能吻合，誤差較小，擬合度較高。此外，模型中的12、22的值均小于0.05，具有顯著性，且比較1（膽汁用量）、2（炒制溫度）、3（炒制時間）3個因素的值可知，對炮制工藝影響的重要的順序為2＞1＞3。綜上，可認(rèn)為該回歸模型擬合充分，可用來對炮制工藝進行預(yù)測。

2.6.3 響應(yīng)面圖分析及炮制工藝預(yù)測 根據(jù)模型回歸方程，繪制響應(yīng)面，由膽汁用量、炒制溫度及炒制時間等各因素交互影響構(gòu)成三維空間曲面圖和等高線圖，能直觀反映各試驗因素的交互作用。響應(yīng)面曲面越陡，表明2個因素的交互作用越大，對響應(yīng)值的影響越大，反之影響越?。坏雀呔€圖為橢圓形，表明兩因素之間的交互作用顯著。如圖2所示，膽汁用量與炒制溫度、炒制溫度與炒制時間的交互作用較強，對所考察指標(biāo)的含量影響顯著。經(jīng)Design Expert 10.0.1軟件分析，得到膽黃連炮制的最佳工藝條件為膽汁用量9.409 2%，炒制溫度142.422 ℃，炒制時間22.212 3 min，理論計算得分0.758 9。

表5 回歸模型方差分析結(jié)果

圖2 膽汁用量(X1)、炒制溫度(X2)和炒制時間(X3)交互作用的3D響應(yīng)面圖和等高線圖

2.6.4 最佳工藝條件的驗證試驗 為方便實驗操作，對優(yōu)選出的膽黃連最佳炮制工藝進行調(diào)整，將最佳工藝參數(shù)調(diào)整為膽汁用量9%，炒制溫度142 ℃，炒制時間22 min。為驗證所建模型的正確性，按調(diào)整后的炮制工藝進行3次驗證試驗，測得OD值分別為0.721 9、0.745 4、0.753 4，接近于預(yù)測值，平均值為0.740 1，RSD為2.23%，說明該炮制工藝合理、穩(wěn)定。

2.7 膽黃連的質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)研究

將收集到的10批黃連片按最佳工藝條件進行炮制，備用，編號分別為S01～S10。

2.7.1 性狀考察 觀察10批膽黃連，其均為不規(guī)則的切片，類似黃連片，直徑2～10 mm。表面棕色，切面木部紅棕色，有的可見焦斑。微具焦香氣及腥臭味。

2.7.2 檢查 分別按《中國藥典》2020年版通則0832水分測定法（第二法）及2302灰分測定法，對10批膽黃連樣品進行水分及總灰分測定，結(jié)果見表6，水分的質(zhì)量分?jǐn)?shù)為8.97%～13.85%，總灰分的質(zhì)量分?jǐn)?shù)為2.12%～2.73%，按平均質(zhì)量分?jǐn)?shù)上浮30%制定標(biāo)準(zhǔn)，確定膽黃連中水分不得過15.0%，總灰分不得過3.0%。

2.7.3 醇浸出物 按《中國藥典》2020年版通則2201醇溶性浸出物測定法項下的熱浸法測定10批膽黃連樣品的醇浸出物含量，結(jié)果見表6，醇浸出物的質(zhì)量分?jǐn)?shù)為14.60%～18.63%，按平均質(zhì)量分?jǐn)?shù)下調(diào)30%制定標(biāo)準(zhǔn)，確定膽黃連中醇浸出物不得少于12.0%。

2.7.4 生物堿成分的含量測定 同“2.2”項下方法，測定10批膽黃連中鹽酸小檗堿、巴馬汀、黃連堿、表小檗堿、藥根堿的含量。結(jié)果見表7，10批膽黃連中鹽酸小檗堿、巴馬汀、黃連堿、表小檗堿、藥根堿的質(zhì)量分?jǐn)?shù)分別為8.21%～8.96%、1.83%～2.03%、2.06%～2.29%、1.31%～1.70%、0.46%～0.51%，按平均質(zhì)量分?jǐn)?shù)下調(diào)30%制定標(biāo)準(zhǔn)，確定膽黃連中鹽酸小檗堿不得少于6.0%、巴馬汀不得少于1.3%，黃連堿不得少于1.6%，表小檗堿不得少于1.1%，藥根堿不得少于0.34%。

表6 水分、總灰分及醇浸出物測定結(jié)果

表7 生物堿的含量測定結(jié)果

3 討論

目前，國家非常重視中醫(yī)藥的傳承與創(chuàng)新，大力支持中藥特色炮制技術(shù)及品種的挖掘，《中醫(yī)藥發(fā)展戰(zhàn)略規(guī)劃綱要（2016—2030年）》《中共中央、國務(wù)院關(guān)于促進中醫(yī)藥傳承創(chuàng)新發(fā)展的意見》《關(guān)于加快中醫(yī)藥特色發(fā)展的若干政策措施》等的發(fā)布促進了中藥臨方炮制的發(fā)展[15]。臨方炮制是中藥用于臨床時的一道重要加工工序，不僅可以滿足中醫(yī)臨床用藥的靈活變化，還可以發(fā)揮中醫(yī)辨證施治的特色，提高中藥臨床療效。而膽黃連是吳門醫(yī)派代表性的臨方特色炮制品，臨床上用量較少，故目前未有企業(yè)對其進行生產(chǎn)，由醫(yī)院藥房根據(jù)用藥的需要直接來進行炮制，為了保證臨床用藥的有效性和安全性，同樣有必要對其進行工藝及質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)的研究。而同時，在規(guī)范化炮制工藝及可控的質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)的基礎(chǔ)上才利于進一步闡述膽黃連炮制的科學(xué)內(nèi)涵。

中藥炮制工藝多采用正交試驗設(shè)計法、均勻設(shè)計法、BBD-RSM等模型進行優(yōu)化，其中正交和均勻試驗法實驗次數(shù)較少，精度較低，而響應(yīng)面法雖試驗次數(shù)多，但所建立的非線性數(shù)學(xué)模型，預(yù)測性好，試驗精度高，結(jié)果直觀，適用于多因素、多水平的試驗，克服了正交試驗預(yù)測性差等缺點[16-17]。

基于此，本實驗以5種生物堿（鹽酸小檗堿、巴馬汀、黃連堿、表小檗堿、藥根堿）及醇浸出物的OD值為評價指標(biāo)，采用BBD-RSM篩選出的膽黃連炮制工藝參數(shù)明確、穩(wěn)定性好，可提高膽黃連飲片的內(nèi)在質(zhì)量，保證質(zhì)量均一性和臨床有效性。通過測定3個產(chǎn)地10批膽黃連樣品的水分、總灰分、醇浸出物，以及鹽酸小檗堿、巴馬汀、黃連堿、表小檗堿、藥根堿等主要活性成分，并在此基礎(chǔ)上擬定了相應(yīng)的限度，可為膽黃連質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)建立提供方法和數(shù)據(jù)參考。相較于2018年版《上海市中藥飲片炮制規(guī)范》中僅規(guī)定了膽黃連的炮制方法及“性狀”質(zhì)控指標(biāo)，本實驗不僅確定了膽黃連的具體工藝參數(shù)，所建立的質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)又增加了水分、總灰分、浸出物及生物堿的含量測定，為其臨方炮制品的加工與質(zhì)量控制建立奠定了基礎(chǔ)，使其更好地服務(wù)于中醫(yī)臨床。

利益沖突 所有作者均聲明不存在利益沖突

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Processing technology and quality standard of bile processeddecoction pieces-excavating processing varieties of Chinese medicine characteristic clinical prescription

WANG Miao-miao1, 2, ZHOU Ya-qian1, 2, GU Yu1, MU Li-yan1, 2, LIU Qiao1, 2, CHEN Dan-ni1, 2, LIU Xun3, LI Wei-dong1, 2, YIN Fang-zhou1, 2

1. School of Pharmacy, Nanjing University of Chinese Medicine, Nanjing 210023, China 2. Jiangsu Key Laboratory of Chinese Medicine Processing, Nanjing 210023, China 3. Suzhou Vocational Health College, Suzhou 215009, China

To optimize the processing technology of bile processed(bpCR) and establish its quality standard.The overall desirability value (OD) of the contents of five alkaloid components (berberine hydrochloride, palmatine, coptisine, epiberberine and jatrorrhizine) and extract were used as evaluation index, and the Box Behnken design-response surface method (BBD-RSM) was applied to investigate the effects of bile dosage, frying temperature and frying time on the processing technology. A mathematical model of multiple quadratic regression equations of OD and respective variables was established, and the process parameters were determined by response surface method. Then, the quality standard of bpCR was established based on the moisture, total ash, extracts and alkaloid components of 10 batches samples.The best technological processing conditions was to add 9% of bile to the slices until dry and control the frying temperature of 142 ℃and frying time of 22 min. Three validation tests yielded OD of 0.721 9, 0.745 4 and 0.753 4, which were close to the predicted value with RSD of 2.23%, indicating that the processing technology was stable and feasible. The standards were set as follows: the content of moisture and total ash should not exceed 15.0% and 3.0%, respectively, and the content of alcohol soluble extracts should not be less than 12.0%. The content of berberine hydrochloride, palmatine, coptisine, epiberberine and jatrorrhizine should not be less than 6.0%, 1.3%, 1.6%, 1.1% and 0.34%, respectively.The processing technology of bpCR optimized by response surface methodology is simple and feasible, and the quality standard is controllable.

bile processed; Box-Behnken design-response surface methodology; processing technology; quality standard; berberine; palmatine; coptisine; epiberberine; jatrorrhizine

R283.6

A

0253 - 2670(2023)22 - 7421 - 08

10.7501/j.issn.0253-2670.2023.22.018

2023-04-21

2022年中央財政轉(zhuǎn)移支付地方項目“基于重點研究室研究領(lǐng)域的中醫(yī)藥多學(xué)科研究能力提升項目—中藥炮制標(biāo)準(zhǔn)”

王苗苗（1996—），女，碩士研究生，研究方向為中藥學(xué)。E-mail: wmm970614@163.com

通信作者：殷放宙，女，碩士生導(dǎo)師，研究方向為中藥炮制機制與飲片質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)研究。E-mail: yinfangzhou@njucm.edu.cn

[責(zé)任編輯 鄭禮勝]