Page 117 - 2019年10月第30卷第20期

制时间对外观性状及芍药苷含量的影响，结果见表 6、 表9 Box-Behnken试验设计
表7。 Tab 9 Box-Behnken test design
表5 不同炒制温度的炒赤芍质量评分（分） 试验号 A，g B，℃ C，min
Tab 5 Quality score of Radix Peaoniae fried under 1 400 110 15
2 300 130 15
different frying temperatures（score）
3 500 90 15
试验号 外观性状评分 芍药苷含量评分 综合评分 4 500 110 10
1 12.86 68.53 81.39 5 400 110 15
2 15.00 67.23 82.23 6 400 110 15
3 27.86 66.74 94.60 7 400 130 10
4 21.43 63.16 84.59 8 500 130 15
5 10.71 53.88 64.59 9 400 110 15
表6 不同炒制时间的单因素试验结果 10 400 90 20
Tab 6 Single factor test results of different frying time 11 400 110 15
12 400 90 10
外观性状
试验号 A，g B，℃ C，min 芍药苷含量，％ 13 300 110 20
表面颜色 断面颜色 硬度 气味 14 300 110 10
1 400 110 5 4.21 浅棕色 白色 △△ △ 15 400 130 20
2 400 110 10 4.18 浅棕色 黄白色 △△ △△△ 16 500 110 20
3 400 110 15 4.15 棕黄色 浅棕色 △△△ △△△ 17 300 90 15
4 400 110 20 4.14 棕色 棕黄色 △△△ △△
5 400 110 25 3.91 褐色 褐色 △ △△ 表 10 Box-Behnken 响应面法优化炒制赤芍的炮制工
表7 不同炒制时间的炒赤芍质量评分（分） 艺试验结果
Tab 7 Quality score of Radix Peaoniae fried for dif- Tab 10 Results of processing technology of fried Ra-
ferent frying time（score） dix Paeoniae optimized by Box-Behnken re-
sponse surface method
试验号 外观性状评分 芍药苷含量评分 综合评分
1 12.86 68.53 81.39 外观性状
2 19.29 68.05 87.34 试验号 芍药苷含量，％ 表面颜色 断面颜色 硬度 气味
3 27.86 67.56 95.42 1 4.151 棕色 △△ △△△ △△△
4 23.57 67.40 90.97 2 3.429 棕褐色 △ △△ △
5 10.71 63.65 74.36 3 4.249 棕色 △△ △△ △
由表6、表7结果可知，炒制时间对炒赤芍的外观性 4 4.242 棕褐色 △△ △△ △△
5 4.202 棕褐色 △△ △△△ △△△
状及芍药苷含量皆有显著影响，当炒制时间为 10～20
6 4.189 褐色 △△ △△△ △△△
min时，其综合评分较高。因此，确定炒制时间的优化范 7 3.527 褐色 △△ △△ △△
围为10～20 min。 8 3.519 褐色 △△ △△ △△
2.5 Box-Behnken响应面优化炒赤芍炮制工艺 9 4.167 棕黄色 △△ △△△ △△
10 4.215 棕色 △△ △△ △△△
2.5.1 Box-Behnken 试验设计 在单因素试验的基础
11 4.190 棕色 △△△ △△△ △△△
上，根据中心组合试验设计原理，采用响应面法在3因素 12 4.295 浅棕色 △△ △△ △△
3水平上对炒赤芍炮制工艺进行优化。因素与水平见表 13 4.105 棕黄色 △△△ △△△ △△
14 4.215 浅棕色 △△ △△△ △△
8。以投药量（A）、炒制温度（B）、炒制时间（C）为自变
15 3.341 褐色 △△ △△ △△
量，以外观性状评价和芍药苷含量的综合评分（Y）为因 16 4.126 棕色 △△△ △△△ △△△
变量，Box-Behnken试验设计见表9。 17 4.254 浅棕色 △△ △△ △△
表8 因素与水平 模型具有高度显著性。回归方程具有显著性，相关系数
Tab 8 Factors and levels 为 0.949 2，说明响应值的变化有 94.92％来源于可选变
因素 量，因此回归方程可以较好地描述各因素与响应值之间
水平
A，g B，℃ C，min 的真实关系，可以利用此模型对炒赤芍炮制质量的综合
－1 300 90 10
0 400 110 15 评分进行分析。通过拟合，得到响应值水平的二次方程
1 500 130 20 为：Y＝94.78+0.23×A－8.92×B+2.22×C+0.39×AB－
2.5.2 模型拟合 参照表 9 进行响应面法工艺优化试 0.56×AC－2.06×BC－1.41×A －13.19×B －1.19×C 。
2
2
2
验，并按“2.2”项下综合评分公式进行评分，结果见表 2.5.3 各因素交互作用分析 根据回归分析结果作相
10、表11，回归模型方差分析结果见表12。 应的响应曲面图及其等高线图，以确认投药量（A）、炒制
由表 12 可知，失拟项 F 值为 4.07，表明该回归方程 温度（B）、炒制时间（C）等3个因素对炒赤芍质量综合评
对试验的拟合较好。回归模型的F值为34.23，表明回归 分（Y）的影响，结果见图2。

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