响应面法结合熵权法优选麦门冬汤颗粒的干法制粒工艺

莫秋怡，施文婷，徐东婷，严玉晶，崔婷，孙冬梅，梁志毅（广东一方制药有限公司，广东省中药配方颗粒企业重点实验室，广东 佛山 528244）

麦门冬汤属国家中医药管理局2018年4月13日发布的《古代经典名方目录（第一批）》，始载于汉代“医圣”张仲景所著《金匮要略·卷上·肺痿肺痈咳嗽上气病脉证治第七》[1]。该方由麦冬、半夏、人参、甘草、粳米、大枣组成，具有滋养肺胃、降逆下气的功效，原治虚热肺痿，后世亦用于肺阴不足或胃阴不足证[2]。现代药理临床应用研究表明，麦门冬汤具有治疗慢性萎缩性胃炎、抗呼吸道炎症及镇咳、干预肺纤维化、抗肿瘤及免疫增强等作用，临床多用于治疗慢性胃炎、硅沉着病、肺纤维化、肺癌、多病因咳嗽等[3]。

目前，关于麦门冬汤的研究多集中在药理作用、临床应用等方面[3-7]，尚未见麦门冬汤相关制剂研究的报道，面对古今制剂方式的更迭以及现代市场应用的需求，对麦门冬汤颗粒的成型工艺进行研究具有重要意义。中药制粒技术主要有湿法制粒、干法制粒、流化喷雾制粒等，湿法制粒历史悠久，至今仍被广泛应用；干法制粒则是近年才出现的新型制粒技术，相比于湿法制粒节省了软材，简化了干燥过程，具有效率高、制粒过程不受热、成品不易吸潮、质量稳定，颗粒崩解性与溶出性好、含药量高等特点[8-9]，特别适合以中药浸膏粉直接制粒。麦门冬汤处方中麦冬和大枣含有大量糖苷类物质，在制粒过程中易黏机，颗粒一次成型率较低，且易产生花颗粒，造成资源浪费。辅料是影响颗粒剂质量的重要因素，辅料的种类选择及配比直接影响颗粒剂的成型难易、溶出速度等。因此，本研究先通过单因素试验对辅料种类及配比进行筛选，再通过Box-Behnken 试验对麦门冬汤颗粒的干法制粒工艺参数进行优化，根据熵权法确定各指标权重，并进行综合评分，优选出干法制粒的最佳工艺参数，为麦门冬汤颗粒的产业化生产提供数据支持。

1 仪器与试药

1.1 仪器

LGS20 型干法制粒机（南京迦南科技有限公司），TDL-4000C 低速壹式大容量离心机（上海安亭科学仪器厂），ME204E 型万分之一天平（瑞士METTLER TOLEDO 公司），DHG-9146A 型电热恒温鼓风干燥箱（上海精宏试验设备有限公司），CS-2A+型脆碎度测定仪（天津市精拓仪器有限公司），JJ200B 型电子天平（常熟市双杰测试仪器厂），CR 不锈钢标准筛（上海宜昌仪器纱筛厂）。

1.2 试药

麦芽糊精（批号：2019110751，吉林中粮生化能源销售有限公司），糊精（批号：190114C，曲阜市天利药用辅料有限公司），乳糖（批号：20200112，珠海安宝健药业有限公司），可溶性淀粉（批号：210108，安徽山河药用辅料股份有限公司），麦门冬汤浸膏粉（广东一方制药有限公司制备，纯浸膏粉每克相当于生药1.92 ～2.08 g）。

2 方法与结果

2.1 麦门冬汤颗粒的制备

将麦门冬汤浸膏粉与一定比例的辅料混合均匀，调节压轮压力、压轮频率和送料频率后，将混匀的物料置于干法制粒机中压成片状物，再破碎成颗粒，整粒即得[10]。

2.2 评价指标测定方法

2.2.1 一次成型率[11]将颗粒依次通过一号筛和五号筛，称定能通过一号筛但不能通过五号筛的颗粒的质量，计算一次成型率。一次成型率（%）＝通过一号筛但不通过五号筛的颗粒质量/送料质量×100%。

2.2.2 吸湿率[12]参照药物引湿性试验指导原则（2020年版《中国药典》四部通则9103）测定。

2.2.3 溶化率[13]取颗粒约0.5 g，精密称定，置20 mL 离心管中，精密加入10 mL 沸水，振荡搅拌3 min 后，4000 r·min-1离心10 min，弃去上清液，加入适量水将残渣溶解并转移至蒸发皿中，水浴蒸干，于105 ℃烘箱内干燥3 h，置干燥器中冷却30 min，迅速称定质量，计算溶化率。溶化率（%）＝（总颗粒质量-残渣质量）/总颗粒质量×100%。

2.2.4 脆碎度[10]取适量颗粒依次通过二号筛和四号筛，取能通过二号筛但不能通过四号筛的颗粒适量，称定质量（m1），置于脆碎度测定仪中，设定转速为35 r·min-1，转动4 min，取出，过四号筛，精密称定未过四号筛的颗粒质量（m2），计算脆碎度。脆碎度（%）＝（m1-m2）/m1×100%。

2.3 权重系数的考察[14]

熵权法是根据指标的变异程度来确定客观权重，若某个指标的信息熵越小，表明该指标值变异程度越大，能提供的有效信息就越多，其权重也就相应变大，反之则变小。

① 数据标准化：针对定量指标数据，考虑到数量级不同，对指标进行无量纲化处理。本研究采用Hassan 法[15]分别对各指标进行数学转换求“归一值”，计算公式如下：

对于取值越大越好的指标：Yij＝（xij-min{xij}）/（max{xij}-min{xij}）对于取值越小越好的指标：Yij＝（max{xij}-xij）/（max{xij}-min{xij}）

② 对标准化数据进行归一化：即计算第j项指标下第i项评价项目指标值所占的比重（fij）。

③ 计算各指标的信息熵：根据信息论中信息熵的定义，信息熵Ej公式如下：

当fij＝0，考虑到lnfij无意义，因此，对fij的计算进行修正，将其定义为④ 计算各指标的熵权系数：根据Ej的计算公式计算出各个指标的Ej为E1，E2，……，Em。通过Ej计算各指标的权重。

2.4 辅料种类的筛选

本试验将对麦芽糊精、乳糖、糊精、可溶性淀粉进行考察，按浸膏粉和辅料为3∶1、2∶1、1∶1 的配比设置了12 组试验，固定干法制粒参数（压轮压力12 MPa，送料频率16 r·min-1，压轮频率3 r·min-1），经制粒后整粒成型，分别测定各组试验的一次成型率、吸湿率、溶化率和脆碎度。由熵权法计算得到一次成型率、吸湿率、溶化率和脆碎度的权重分别是0.35、0.24、0.26 和0.15，按综合评分＝一次成型率×0.35+吸湿率×0.24+溶化率×0.26+脆碎度×0.15，计算各组试验的综合评分。结果见表1，由表1可知，当浸膏粉和乳糖的配比为1∶1 时，综合评分最高，故确定最优辅料及加入比例为浸膏粉∶乳糖＝1∶1。

表1 辅料种类及用量考察结果Tab 1 Type and dosage of excipient

2.5 Box-Behnken 设计-响应面法设计试验

2.5.1 试验设计及结果 本试验选择影响干法制粒的主要工艺参数压轮压力、送料频率、压轮频率[16]，为影响因素，以一次成型率、吸湿率、溶化率、脆碎度的综合评分作为响应值进行Box-Behnken 试验设计。由熵权法计算得到一次成型率、吸湿率、溶化率和脆碎度的权重分别是0.38、0.13、0.24 和0.25，按综合评分＝一次成型率×0.38+吸湿率×0.13+溶化率×0.24+脆碎度×0.25，计算各组试验的综合评分，试验设计及结果见表2、3。

表2 Box-Behnken 试验设计因素水平Tab 2 Factor and level of Box-Behnken test design

表3 Box-Behnken 试验设计及结果Tab 3 Box-Behnken test design and results

2.5.2 模型拟合与方差分析 利用Design Expert 8.0.6 软件对试验数据进行二次多元回归拟合，得到综合评分对编码自变量的二次多元回归方程Y＝0.54+0.09A-0.18B-0.019C-0.096AB-0.12AC+0.046BC-0.17A2+0.1B2-0.028C2，方差分析结果见表4。

由表4可知，模型P＝0.0061 ＜0.01，表明该方程模型显著性高，拟合度良好；失拟项P＝0.1343 ＞0.05，表明失拟项不显著，未知因素对试验结果干扰小；决定系数R2＝0.9108，进一步表明模型的拟合度和可信度良好；精密度＝10.153 ＞4，说明此模型的精密度较好，因此可用此模型对麦门冬汤干法制粒工艺进行分析和预测。由F值可知，各因素对综合评分影响大小顺序为：送料频率＞压轮压力＞压轮频率，A、B对综合评分影响显著；交互项中，仅AC交互作用影响显著；二次项中，仅A2影响显著；说明各因素与综合评分之间并非简单的线性关系。

表4 拟合回归方程的方差分析结果Tab 4 Analysis of variance results of the fitted regression equation

2.5.3 响应面各因素交互作用分析 通过Design-Expert 8.0.6 软件处理，得到两因素间的交互作用响应面分析图，如图1～3。

图1响应曲面较平滑，说明AB 之间交互作用影响不显著；当送料频率不变时，综合评分随压轮压力的增大表现为先上升后下降；当压轮压力不变时，综合评分随送料频率的增大表现为先下降后上升。

图1 压轮压力与送料频率对综合评分的响应面及等高线图Fig 1 Response surface and contour map of rolling pressure and feeding speed to the comprehensive score

图2的响应曲面较陡峭，等高线呈椭圆形，说明AC 之间交互作用影响显著；当压轮频率较小时，综合评分随压轮压力的增大而增加；当压轮频率达到一定值后，综合评分随压轮压力的增加表现为先上升后下降；当压轮压力较小时，综合评分随压轮频率的增大而增加；当压轮压力达到一定值后，综合评分随压轮频率的增大而减小。

图2 压轮压力与压轮频率对综合评分的响应面及等高线图Fig 2 Response surface and contour map of rolling pressure and rolling speed to the comprehensive score

图3的响应曲面较平缓，说明BC 之间交互作用影响不显著。当压轮频率不变时，综合评分随送料频率的增大表现为先下降后趋于平缓；当送料频率不变时，随压轮频率的增大，综合评分变化不明显。

图3 送料频率与压轮频率对综合评分的响应面及等高线图Fig 3 Response surface and contour map of feeding speed and rolling speed to the comprehensive score

2.6 验证试验

利用Design Expert 8.0.6 软件，由回归模型进行预测分析，综合评分最大预测值为0.997，最优工艺条件为压轮压力15.6 MPa，送料频率20 r·min-1，压轮频率3 r·min-1。在此条件下，进行3 组验证试验，见表5。3 组验证试验综合评分均值为0.916，RSD为1.4%，与预测值的偏差为8.1%，说明建立的模型预测性良好，优化的工艺稳定可行。

表5 验证试验结果Tab 5 Verification test

3 讨论

中药制剂常用的辅料有麦芽糊精、可溶性淀粉等[17]，本试验通过单因素试验筛选出最佳辅料配比为浸膏粉∶乳糖＝1∶1，乳糖具有良好的流动性、溶化性、成型性和较弱的吸湿性，使用乳糖作为辅料可以提高颗粒的成型率、溶出率和降低颗粒的吸湿性，保证临床疗效。

本研究采用Box-Behnken 试验优选麦门冬汤颗粒的干法制粒工艺[18-19]，结果表明，建立的二次多元回归方程的拟合度和可信度良好，通过回归方程进行预测，得到最优工艺条件为压轮压力15.6 MPa，送料频率20 r·min-1，压轮频率3 r·min-1。同时，采用熵权法计算各指标的权重可以使评分结果更科学、合理、接近实际情况，避免了主观因素对试验结果造成误差。

本研究制得的麦门冬汤颗粒外观性状均匀，流动性、溶化性较好，吸湿性较低，改善了浸膏粉的流动性、飞散性、吸湿性以及直接应用的局限性，并通过验证试验确定响应面法优选的干法制粒工艺稳定可行，可为麦门冬汤颗粒的工业化生产提供参考。