星點設(shè)計-效應(yīng)面法優(yōu)化鹽酸莫西沙星片的制備工藝

喬惠，賀敦偉，施斌

（1.煙臺大學(xué) 藥學(xué)院，山東煙臺 264005；2.則正（上海）生物科技有限公司，上海 201807）

鹽酸莫西沙星（Moxifloxacin hydrochloride，MOX）是德國拜耳醫(yī)藥公司研制的一種第四代8-甲氧基氟喹諾酮類抗菌藥，具有廣譜和抗菌活性，主要通過抑制拓撲異構(gòu)酶Ⅱ及Ⅳ發(fā)揮作用，適用于胃、肺、呼吸道、皮膚及軟組織等不同類型的細菌感染[1]。

星點設(shè)計-效應(yīng)面優(yōu)化法常用于實驗參數(shù)的優(yōu)化，如盧英等[2]通過響應(yīng)面優(yōu)化法得到穩(wěn)定可行、重復(fù)性較佳的提取工藝，為腫節(jié)風(fēng)藥材的提取提供參考；饒俊珍等[3]使用星點設(shè)計-響應(yīng)面法優(yōu)化的水合氯醛口服溶液制備工藝幾乎不受主觀因素干擾，方法穩(wěn)定可行；惠靖茹等[4]通過響應(yīng)面法優(yōu)化制曲工藝，對后續(xù)茶樹菇調(diào)味料的發(fā)酵工藝研究具有積極的指導(dǎo)意義。星點設(shè)計（Central Composite Design，CCD）集數(shù)學(xué)和統(tǒng)計學(xué)方法于一體，具有試驗次數(shù)少、精度高等特點，在藥學(xué)應(yīng)用領(lǐng)域呈現(xiàn)出顯著的成效[5]。

本課題組通過前期實驗初步確定了莫西沙星的最佳處方，基于質(zhì)量源于設(shè)計理念，確立關(guān)鍵工藝參數(shù)（Critical Process Parameter，CPP），在單因素試驗的基礎(chǔ)上采用三因素五水平的星點設(shè)計，對MOX 的制備工藝進行優(yōu)化，為鹽酸莫西沙星片劑的制劑開發(fā)提供參考和指導(dǎo)。

1 儀器與材料

1.1 儀器

BSA2202S 型電子天平，賽多利斯科學(xué)儀器有限公司；S400-K 型pH 計、HE53 型快速水分測定儀，梅特勒-托利多國際貿(mào)易有限公司；HLSGLAB 型濕法制粒機、ZLJ-127-Y 型移動式整粒機，山東新馬制藥有限公司；ZPS8 型旋轉(zhuǎn)式壓片機，上海信源制藥機械有限公司；SS31-V 型混合機，江陰市軒騰機械設(shè)備有限公司；BT-301 型振實密度測試儀、HYL-105 型休止角測試計，丹東市皓宇科技有限公司；AS200 分析篩分儀，弗爾德（上海）儀器設(shè)備有限公司；DHG-9140A 型鼓風(fēng)干燥箱，上海一恒科學(xué)儀器有限公司；YD-20KZ 型智能片劑硬度儀，天津市天大天發(fā)科技有限公司；860DLA 型溶出儀，祿亙儀器設(shè)備（上海）有限公司；UV-2600i 型紫外可見分光光度計，島津（上海）實驗器材有限公司。

1.2 試劑

鹽酸莫西沙星原料藥（批號CC-1102161-1-120101、CC-1102161-1-120301），北京萊瑞森醫(yī)藥科技有限公司；硅化微晶纖維素SMCC 90/50（批號：P9S0320/ P5S0053），瑞登梅爾（上海）纖維貿(mào)易有限公司；交聯(lián)聚維酮XL（批號0002509438），亞什蘭（中國）投資有限公司；硬脂酸鎂SH-YM-M（批號220803），安徽山河藥用輔料股份有限公司；預(yù)膠化淀粉（批號IN546607），上?？房蛋录夹g(shù)有限公司；所有試劑均為藥用級輔料。

1.3 實驗方法

1.3.1 鹽酸莫西沙星片的制備方法

稱取處方量的鹽酸莫西沙星及輔料硅化微晶纖維素、預(yù)膠化淀粉，分別過40 目篩，混合均勻備用；用適量純化水作為潤濕劑進行濕法制粒，在一定攪拌速度制粒，加水時間1 min，軟材過16 目篩；鼓風(fēng)靜態(tài)干燥溫度（80±2）℃，物料厚度15 ～20 mm，水分控制在3.0%以內(nèi)；用移動式整粒機進行整粒，干燥顆粒過24 目篩；外加交聯(lián)聚維酮及硬脂酸鎂混合制得總混顆粒，后壓片成型，包衣及包裝后，即得。

1.3.2 單因素試驗

根據(jù)預(yù)實驗結(jié)果，初步確定了莫西沙星的最佳處方（質(zhì)量分?jǐn)?shù)）：鹽酸莫西沙星66.02%，硅化微晶纖維素15.42%，預(yù)膠化淀粉15.41%，交聯(lián)聚維酮2.42%（全外加），硬脂酸鎂0.73%。理論片重661.6 mg（相當(dāng)于每片含莫西沙星400 mg）。

（1）制粒用水量考察

在攪拌速度400 r/min、制粒時間2 min、硬脂酸鎂混合時間6 min 條件下，按1.3.1 中的方法制備樣品，以5 min 溶出量為主要評價指標(biāo)，分別考察制粒用水量20%、25%、30%、35%、40%對產(chǎn)品的影響，確定制粒用水量最佳取值范圍。每個試驗平行三組取平均值。

（2）攪拌速度考察

在制粒用水量30%、制粒時間2 min、硬脂酸鎂混合時間6 min 條件下，按1.3.1 中的方法制備樣品，以5 min 溶出量為主要評價指標(biāo)，分別考察攪拌速度100 r/min、200 r/min、400 r/min、600 r/min、700 r/min對產(chǎn)品的影響，確定攪拌速度最佳取值范圍。每個試驗平行三組取平均值。

（3）制粒時間考察

在制粒用水量30%、攪拌速度400 r/min、硬脂酸鎂混合時間6 min條件下，按1.3.1中的方法制備樣品，以5 min 溶出量為主要評價指標(biāo)，分別考察制粒時間0.5 min、1.0 min、2.0 min、3.0 min、3.5 min 對產(chǎn)品的影響，確定制粒時間最佳取值范圍。每個試驗平行三組取平均值。

（4）潤滑劑硬脂酸鎂混合時間考察

在制粒用水量30%、攪拌速度400 r/min、制粒時間2 min 條件下，按1.3.1 中的方法制備樣品，以5 min 溶出量為主要評價指標(biāo)，分別考察硬脂酸鎂混合時間2 min、3 min、6 min、9 min、10 min 對產(chǎn)品的影響，確定硬脂酸鎂混合時間最佳取值范圍。每個試驗平行三組取平均值。

根據(jù)前期試驗以及制劑經(jīng)驗，制粒過程中制粒用水量、攪拌速度，以及硬脂酸鎂的混合時間對藥物的釋放影響明顯，故確定制粒用水量（A）、攪拌速度（B）、硬脂酸鎂的混合時間（C）作為考察因素，以軟材的性狀、總混顆粒的粒度分布、休止角、卡爾指數(shù)、總混顆粒的可壓性以及素片在5 min 時間點的溶出作為評價指標(biāo)。

根據(jù)星點設(shè)計原理，各因素設(shè)置五個水平，可用代碼值±α、±1、0 來表示，對于三因素的星點設(shè)計α=1.732，因素水平表見表1。

1.3.4 評價指標(biāo)

1.3.4.1 軟材的性狀評價

制粒結(jié)束后，物料從制粒鍋中傾出，觀察軟材有無細粉、球狀物及其占比情況等。

1.3.4.2 總混顆粒的粒度分布

追溯世界經(jīng)濟發(fā)展的歷史可以發(fā)現(xiàn)，不僅發(fā)展中國家而且也包括發(fā)達國家，經(jīng)濟的發(fā)展首先得益于傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展.為此，學(xué)術(shù)界一直以來注重對傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的研究.

將30 目、40 目、60 目、80 目和115 目的藥典篩分別稱重后，自下而上排列并固定于篩分儀，加入40 g 總混顆粒，75 次/min 振動10 min，結(jié)束后，稱取不同目數(shù)篩網(wǎng)截留樣品量，并計算粒度分布。

1.3.4.3 總混顆粒的粉體學(xué)性質(zhì)研究

（1）休止角。將休止角測試計上方漏斗孔用堵塞棒堵住，稱取30 g 總混顆粒徐徐加入，緩慢移開堵塞棒使其自然落至出料臺，當(dāng)樣品呈對稱的圓錐體時停止加料。調(diào)整量角器的高度和角度并靠近粉體堆料，重合后用量角器讀數(shù)并記錄；轉(zhuǎn)至120°、240°位置讀數(shù)，取三者平均值，即為樣品的休止角。

（2）松密度和振實密度。稱取總混顆粒10 g 于25 mL 量筒，記錄重量為G，記錄初始體積為V，用振實密度測試儀對量筒分別進行10、500、1 250 次振動，盡可能破壞粉體中的空隙，使其處于填充緊實的狀態(tài)，并分別記錄體積為V10、V500、V1250。按照公式（1）和（2）計算松密度和振實密度。

式中，ρa和ρp分別為松密度與振實密度，g/mL；G為總混顆粒質(zhì)量，g；V和V1250分別為初始體積和1 250 次振動后體積，mL。

（3）卡爾指數(shù)（Carr Index）。CI可用于反映粉體的流動特性，按照公式（3）計算。

式中，ρa和ρp分別為松密度與振實密度，g/mL。

1.3.4.4 總混顆粒的可壓性考察

采用ZPS8 型旋轉(zhuǎn)式壓片機進行壓片，控制片重為661.6±33.08 mg，固定壓片機壓片的壓力（預(yù)壓和主壓的參數(shù)），當(dāng)片重和硬度穩(wěn)定后隨機抽取20 片進行硬度檢測（合理硬度范圍為100 ～120 N），記錄平均值，進而考察總混顆粒的可壓性。

1.3.4.5 莫西沙星素片的溶出實驗

參照《進口藥品注冊標(biāo)準(zhǔn)》中鹽酸莫西沙星片溶出度檢測方法[6]，以及《中國藥典》（2020 版）四部0931 溶出度與釋放度測定法第二法[7]，量取經(jīng)脫氣處理的溶出介質(zhì)（0.1 mol/L 鹽酸溶液）900 mL 置于溶出杯，溫度保持在37.0±0.5 ℃，轉(zhuǎn)速50 r/min。取不同批號的供試品各3 片，分別投入3 個溶出杯，立即啟動并于5 min、10 min、15 min、30 min、45 min 和60 min 時取樣10 mL，補入同體積介質(zhì)，樣品溶液經(jīng)0.45 μm 微孔濾膜濾過，取續(xù)濾液，稀釋至一定倍數(shù)。另精密稱取鹽酸莫西沙星對照品適量，用0.1 mol/L 鹽酸溶液稀釋至20 μg/mL，參照《中國藥典》（2020 版）四部0401 紫外可見分光光度法[7-8]，于324 nm 波長處進行吸光度測定，并計算溶出量。

2 結(jié)果與分析

2.1 單因素試驗

2.1.1 制粒用水量

制粒用水量對顆粒會產(chǎn)生較大的影響。當(dāng)用水量較少時（25%），原料藥與預(yù)膠化淀粉等輔料不能形成充分包裹，導(dǎo)致溶出行為與混粉相似；進一步增加用水量，隨著原料分散情況的改善，溶出速度也相應(yīng)增加[6]；而當(dāng)用水量增加至40%時，原料藥分散度無明顯改變，預(yù)膠化淀粉發(fā)揮出較強的粘附性能，從而使藥物被顆粒包裹，反而導(dǎo)致溶出量降低。

2.1.2 攪拌速度

在高剪切濕法制粒過程中，攪拌速度對顆粒的形成具有重要影響[9]。當(dāng)攪拌速度達到600 r/min 時，顆粒溶出行為會發(fā)生明顯改變。這是因為攪拌速度增加，促進了水在粉末物料中的分散，在顆粒增長的過程中，顆粒之間的黏結(jié)更加緊密，導(dǎo)致顆粒內(nèi)部的空隙減少，顆粒變得更加緊實，在溶出介質(zhì)中顆粒的崩解也相應(yīng)減慢，從而導(dǎo)致藥物溶出速率有所降低。

2.1.3 制粒時間

制粒時間從1 min 延長至3 min 并未明顯改變顆粒的溶出度，這可能是在本研究選取的時間范圍內(nèi)，所選取的潤濕劑用量（30%的水）為較佳值，從而降低了對其他工藝參數(shù)變量的敏感性。

2.1.4 硬脂酸鎂的混合時間

硬脂酸鎂普遍用于片劑生產(chǎn)過程，通過吸附在物料表面形成一層潤滑膜，阻隔物料之間的接觸和作用力，從而改善流動性；還會影響水的毛細作用，阻礙水分滲入片芯，導(dǎo)致崩解和溶出變慢。過度潤滑會影響物料的可壓性，導(dǎo)致片劑硬度下降，脆碎度增大[10]。本研究結(jié)果表明，混合時間低于3 min，總混顆粒流動性不佳，片重不穩(wěn)定；而混合時間過長（10 min），反而會由于過度潤滑導(dǎo)致片劑硬度下降。因此，在處方設(shè)計過程中，不可忽視硬脂酸鎂對處方的影響，避免因硬脂酸鎂使用不當(dāng)，對生產(chǎn)帶來不利影響。

2.2 星點實驗

采用星點設(shè)計軟件Design Expert 安排鹽酸莫西沙星試驗，共進行16 次試驗，具體試驗安排及結(jié)果匯總見表2。

表2 星點實驗設(shè)計及各效應(yīng)值

2.2.1 模型擬合

按照星點設(shè)計原理，安排16 次試驗，對試驗數(shù)據(jù)進行多元線性、二次多項式和三次多項式擬合，結(jié)果二次多項式擬合結(jié)果最好，得到如下回歸方程組。

R1=42.51-0.95B-2.62A2-1.78B2-1.45C2，r=0.845 8，P＜0.005；

R2=98.19-9.31C，r=0.558 7，P＜0.05；

R3=35.30-1.13A+1.29AC+0.99A2+1.17B2+1.16C2，r=0.822 2，P＜0.05；

R4=28.64-1.30C，r=0.490 2，P＞0.05；

R5=15.53+5.52A-4.09B-2.5AB+3.51A2+5.18B2，r=0.957 7，P＜0.001；

R6=90.59-2.32A-2.00C-3.66A2-3.87B2-2.77C2，r=0.848 4，P＜0.05

根據(jù)回歸方程，R2僅與C 有相關(guān)性，其回歸系數(shù)較??；R4的F檢驗不合格；R1、R3、R5和R6與三因素各水平的非線性擬合效果較好，相關(guān)系數(shù)均大于0.8，且F檢驗合格（P＜0.05）。因此，選用效應(yīng)R1、R3、R5和R6進行效應(yīng)面分析。

2.2.2 效應(yīng)面分析

效應(yīng)面圖可以直觀地體現(xiàn)兩變量對因變量的影響情況，其坡度越陡峭，說明變量對響應(yīng)值的影響越大，曲面坡度越平緩，則影響越??；等高線圖呈橢圓形時，表明兩變量之間的交互作用顯著，若等高線圖趨近圓形，則兩變量的交互作用幾乎可忽略[11]。

分別將其中1 個因素固定在0 水平，繪制另兩個變量對R1、R3、R5和R6的效應(yīng)面圖，典型效應(yīng)面圖見圖1 ～圖5。

圖1 R1 的效應(yīng)面圖

圖1（a）表示C 在中間水平時，當(dāng)A 較少時，隨著B 的增加，R1先增加后減少；當(dāng)A 較多時，R1與A 較少時有相同的變化趨勢；表示A 與B 的交互作用不顯著。圖1（b）和（c）有同樣的變化趨勢，表示B與C 的交互作用以及A 與C 的交互作用對R1的影響均不顯著。

圖2（a）表示C 在中間水平時，當(dāng)A 較少時，隨著B 的增加，R3先減小后增大；當(dāng)A 較多時，R3與A 較少時有相同的變化趨勢；表示A 與B 的交互作用不顯著。圖2（b）有同樣的變化趨勢，表明B 與C 的交互作用不顯著。圖2（c）表示B 在中間水平時，當(dāng)A 較少時，R3隨著C 的延長而增加；當(dāng)A 較多時，隨著C 的延長先減小后增大；響應(yīng)面的傾斜度較高，坡度較為陡峭，且等高線呈橢圓形，P＜0.05，說明A和C 的交互作用對R3的影響顯著。

圖2 R3 的效應(yīng)面圖

圖3（a）表示C 在中間水平時，當(dāng)A 較少時，隨著B 的增加，R5先減少后增加；當(dāng)A 較多時，R5隨著B 的增加而增加；響應(yīng)面的傾斜度高，坡度陡峭，表明A 和B 的交互作用對R5的影響顯著。圖3（b）和（c）表示，無論B、C 處于高水平還是低水平，R5并不受C 的影響，而是隨著A、B 的增加而增加。

圖3 R5 的效應(yīng)面圖

與圖1 類似，圖4 表示，A 和B、B 和C、以及A和C 的交互作用對R6的影響顯著性均不明顯。

圖4 R6 的效應(yīng)面圖

采用Hassan 法進行數(shù)學(xué)轉(zhuǎn)換求歸一值[12]，總評歸一值計算公式為OD=（d1×d2……×dk）1/k（k為指標(biāo)數(shù)）；其中，對休止角、軟材球狀物占比等取值越小越好的因素，計算公式為dmin=（Rmax-Ri）/（Rmax-Rmin）；對40 ～80 目截留顆粒、5 min 溶出量等取值越大越好的因素，計算公式為dmax=（Ri-Rmin）/（Rmax-Rmin）。

圖5（a）表示C 為-0.1（6.3 min）時，當(dāng)A 較少時，隨著B 的增加，總評歸一值先增大后減小；當(dāng)A 較多時，總評歸一值隨著B 的增加而增加；響應(yīng)面的傾斜度較高，坡度較為陡峭，P＜0.05，說明A 和B 的交互作用對總評歸一值的影響顯著。同理，圖6（b）和（c）表示A 為-0.09（32.1%）、B 在0.02（402 r/min）時，B 和C 的交互作用、A 和C 的交互作用對總評歸一值的影響顯著。

圖5 總評歸一值的效應(yīng)面圖

2.2.3 驗證試驗

三個因素的預(yù)測最優(yōu)條件為制粒用水量-0.09（32.1%），攪拌速度0.02（402 r/min），硬脂酸鎂混合時間-0.1（6.3 min）。為驗證模型的可靠性，參照前述最佳處方和預(yù)測最佳工藝制備三批驗證試驗的莫西沙星片芯。如表3 所示，預(yù)測值與實測值之間的平均偏差為2.13%，表明本方法所建立的數(shù)學(xué)模型預(yù)測性良好。

表3 莫西沙星最佳工藝的效應(yīng)實測值與預(yù)測值的比較（n=3）

3 結(jié)論

本研究通過星點設(shè)計-效應(yīng)面法安排實驗并對結(jié)果進行擬合分析，建立了莫西沙星片劑制劑工藝的三個因素（制粒用水量、攪拌速度、硬脂酸鎂的混合時間）和四個效應(yīng)值（總混顆粒的粒度、休止角、軟材的性狀以及素片5 min 溶出量）之間的多元線性模型，得到符合莫西沙星片劑設(shè)計目標(biāo)的優(yōu)化區(qū)域；多元線性模型本身P值較小，且多元線性模型比較簡單，對優(yōu)化的預(yù)測工藝進行驗證，各個效應(yīng)值的實驗值與預(yù)測結(jié)果的平均偏差為2.13%，證實建立的數(shù)學(xué)模型具有較好的預(yù)測性，表明采用星點設(shè)計-效應(yīng)面法優(yōu)化莫西沙星片的制備工藝處方、實現(xiàn)多指標(biāo)同步優(yōu)化是可行的。