Page 79 - 《中国药房》2023年15期

程，最终计算得总黄酮、松果菊苷、毛蕊花糖苷和出膏率 Behnken 响应面实验结果进行多元二次回归，以提取时
的 权 重 系 数（wiEWM ）分 别 为 0.302 3、0.225 3、0.213 3、 间（A）、料液比（B）和提取次数（C）为自变量，以综合评
0.259 2。 分（S）为响应值，得到回归方程为 S＝84.58+2.1A+1.1B+
2.4.3 综合权重系数确定 14.83C－0.96AB+0.022 5AC－1.3BC－0.255 0A －4.0B －
2
2
将AHP、EWM法得到的权重系数按公式（1）计算综 4.28C 。对模型进行方差分析，结果见表3。
2
合权重系数（w 综合） 。结果显示，总黄酮、松果菊苷、毛 表3 回归模型的方差分析结果
[10]
蕊花糖苷和出膏率的w 综合分别为0.515 5、0.192 1、0.181 9、 方差来源 平方和 自由度 均方差 F P
0.110 5。 模型 1 970.03 9 218.89 11.11 0.002 2
A 35.24 1 35.24 1.79 0.222 9
w = w iAHP ´ w iEWM ⋅⋅⋅⋅⋅⋅⋅⋅⋅⋅⋅⋅⋅⋅⋅⋅⋅⋅⋅⋅⋅⋅⋅⋅ 公式（1） B 9.70 1 9.70 0.492 4 0.505 5
综合 m
w iAHP ´ w iEWM C 1 760.02 1 1 760.02 89.33 ＜0.000 1
∑ i = 1
2.5 雪莲益肾方提取工艺的优化 AB 3.69 1 3.69 0.187 1 0.678 4
AC 0.002 0 1 0.002 0 0.000 1 0.992 2
2.5.1 Box-Behnken响应面实验设计及结果 BC 6.79 1 6.79 0.344 4 0.575 7
根据前期单因素实验结果，选择提取时间（A，1、 A 2 0.273 8 1 0.273 8 0.013 9 0.909 5
B 2 67.20 1 67.20 3.41 0.107 3
1.5、2 h）、料液比（B，1∶10、1∶12、1∶14）、提取次数（C，1、
C 2 77.22 1 77.22 3.92 0.088 2
2、3 次）3 个因素的 3 个水平，以总黄酮、松果菊苷、毛蕊 残差 137.92 7 19.70
花糖苷含量及出膏率的综合评分作为评价指标，应用 失拟项 27.90 3 9.30 0.338 1 0.800 1
纯误差 110.02 4 27.50
Design-Expert 12.0软件设计Box-Behnken响应面提取工
总误差 2 107.95 16
[16]
艺实验方案 。综合评分（S）具体计算公式为S＝（总黄
如表3所示，模型P值为0.002 2＜0.01，说明拟合的
酮含量/总黄酮含量最大值）×w 总黄酮综合+（松果菊苷含量/
模型具有显著性；失拟项P值为0.800 1＞0.05，即失拟度
松果菊苷含量最大值）×w 松果菊苷综合+（毛蕊花糖苷含量/毛
没有显著性差异，说明实验数据受到未知因素的影响相
蕊花糖苷含量最大值）×w 毛蕊花糖苷综合+（出膏率/出膏率最
对较小，可应用此模型来开展预测与研究；相关系数
大值）×w 出膏率综合，具体因素与水平设计见表1，具体实验
2
R ＝0.934 6，表明方程拟合程度较好，相关度良好，实验
结果见表2。
2
2
表1 Box-Behnken响应面实验因素与水平表 误差小，预测 Rpre ＝0.850 5 与调整 Radj ＝0.706 7 基本一
致，说明该模型可以预测雪莲益肾方的提取过程；差异
水平 A/h B C/次
－1 1 1∶10 1 系数（CV）＝5.51%，说明本研究的可信度和准确度高。
0 1.5 1∶12 2 同时，由表3中的F值可知，模型的一次项C具有显著影
1 2 1∶14 3
响（P＜0.01），这表明提取次数是雪莲益肾方水提取过
表2 Box-Behnken响应面法实验方案及结果
程中的关键变量。各因素对综合评分影响程度从大到
因素 指标
序号 总黄酮含量/ 松果菊苷含量/ 毛蕊花糖苷含量/ 出膏 综合评分 小依次为C＞A＞B。
A/h B C/次
（mg/mL） （mg/mL） （mg/mL） 率/% 进一步通过 Design-Expert 12.0 软件获得二次回归
1 1.5 1∶14 1 19.89 0.287 4 0.012 0 25.77 62.07
2 1.5 1∶12 2 28.31 0.377 9 0.017 1 33.86 86.38 方程等高线与响应面图，进而确认相关因素的交互强
3 1 1∶12 1 22.23 0.296 0 0.008 7 27.55 64.37 度，合理确认最优的工艺参数。等高线的形状可判断其
4 1 1∶14 2 25.29 0.389 8 0.016 1 34.05 80.86
5 2 1∶12 3 28.67 0.514 4 0.021 3 35.44 95.76 中的交互效应，当其形状接近椭圆时意味着交互效应显
6 1.5 1∶12 2 25.17 0.348 1 0.015 7 34.63 78.99 著，当其形状接近圆形时意味着交互效应相对偏弱，具
7 1.5 1∶12 2 26.29 0.349 9 0.016 2 33.44 81.03 体见图2。根据Design-Expert 12.0软件拟合的雪莲益肾
8 2 1∶14 2 27.03 0.397 8 0.013 1 34.87 82.04
9 2 1∶10 2 25.95 0.416 4 0.014 2 34.89 81.72 方最优提取工艺条件，并且与实际操作情况相结合，对
10 1 1∶10 2 25.16 0.329 2 0.014 1 33.56 76.70 预测的最优提取工艺参数进行微调，即得提取时间为 2
11 1.5 1∶10 1 19.07 0.265 9 0.008 2 27.20 57.30
12 1.5 1∶12 2 29.80 0.449 0 0.012 9 36.02 88.89 h、料液比为1∶12、提取次数为3次的最优工艺参数。
13 2 1∶12 1 21.99 0.315 4 0.015 8 25.47 69.62 2.5.3 验证实验
14 1.5 1∶12 2 29.34 0.395 2 0.017 6 35.41 89.65 按雪莲益肾方处方称取 1/4 处方量的 12 味中药饮
15 1 1∶12 3 27.82 0.448 0 0.019 0 36.64 90.42
16 1.5 1∶10 3 29.04 0.450 3 0.019 8 36.32 93.14 片，置于烧瓶中，按优选的最优工艺参数进行3次验证实
17 1.5 1∶14 3 27.49 0.527 1 0.018 9 36.80 92.70 验。结果显示，3次验证实验的平均综合评分为96.40分
2.5.2 模型拟合 （RSD＝0.28%，n＝3），与模型预测值的偏差为0.98%，表
采 用 Design-Expert 12.0 软 件 对 表 2 中 的 Box- 明模型预测性较好。

中国药房 2023年第34卷第15期 China Pharmacy 2023 Vol. 34 No. 15 · 1861 ·