星点设计-效应面优化法(3)

《星点设计-效应面法优化盐酸多奈哌齐冻干型口崩片的制备工艺》篇一星点设计——效应面法优化盐酸多奈哌齐冻干型口崩片的制备工艺一、引言近年来，药物制备工艺的不断创新，对疾病治疗领域带来了深远影响。

盐酸多奈哌齐作为一类广泛用于阿尔茨海默病治疗的药物，其制剂工艺的优化研究具有重要的现实意义。

本篇论文主要探讨了星点设计在效应面法中的应用，旨在优化盐酸多奈哌齐冻干型口崩片的制备工艺。

二、背景及意义盐酸多奈哌齐是一种乙酰胆碱酯酶抑制剂，对阿尔茨海默病的治疗具有显著效果。

然而，传统片剂在服用过程中存在溶解慢、吸收差等问题，影响了治疗效果。

因此，开发一种快速溶解、易于吸收的制剂形式成为研究热点。

口崩片作为一种新型口服制剂，具有迅速崩解、提高生物利用度的优点。

本研究的目的是通过星点设计和效应面法优化其制备工艺，进一步提高口崩片的质量和治疗效果。

三、研究方法本研究采用星点设计方法，以效应面法为指导，对盐酸多奈哌齐冻干型口崩片的制备工艺进行优化。

具体步骤如下：1. 确定关键工艺参数：通过预实验和文献调研，确定影响口崩片制备的关键工艺参数，如药物与辅料的比例、冻干工艺条件等。

2. 设计星点实验方案：根据关键工艺参数的范围和水平，设计星点实验方案。

包括不同水平组合的实验组和对照组。

3. 实施实验并收集数据：按照实验方案进行实验，记录各组口崩片的崩解时间、外观、含量均匀性等指标数据。

4. 数据分析与优化：利用效应面法对实验数据进行统计分析，确定各工艺参数对口崩片质量的影响程度，并找出最佳工艺参数组合。

四、结果与讨论1. 实验结果：通过星点设计和效应面法分析，我们发现药物与辅料的比例、冻干温度、冻干时间等工艺参数对口崩片的质量有显著影响。

在最佳工艺参数组合下，口崩片的崩解时间显著缩短，外观和含量均匀性得到显著改善。

2. 讨论：本研究结果表明，星点设计和效应面法在优化盐酸多奈哌齐冻干型口崩片制备工艺中具有显著效果。

通过优化关键工艺参数，可以显著提高口崩片的质量和治疗效果。

星点设计效应面法在药学试验设计中的应用从目前情况分析，药学制剂工艺中需要考虑到多种影响因素，而在处方筛选过程中同样不能忽略，通过对比结果实施优化，如果因素水平相对较多的情况下，必须要考虑到试验成本，同时衡量试验周期。

现阶段应用较多的是星点设计效应面优化方法，进行试验设计，本文将对此展开具体的阐述，主要论述这种方法在药学试验中的应用效果。

星点设计效应面法通过实际验证效果极为显著，特别是在药学试验中发挥了非常关键的作用，而之所以这种方法在药学实验中得以广泛推广，主要是因为其自身具有的优势性，比如试验次数少、精准度高、应用方便等等。

本文中简要概述了星点设计原理，介绍试验设计过程中的优势与弊端，重点探究这种方法于药学试验设计中的应用。

一、基本原理分析简单而言，所谓效应面优法，是借助拟合效应变量，考虑因素变量效应面，也就是借助数形模型来模拟函数，继而描绘效应面，从中筛选最优效应率，获得最佳试验条件。

从某种意义上来说，模拟近似程度，直接影响到效应面近似度，同时还关系到优选条件精准度。

所以，针对效应面优化过程来说，需要考虑以下因素：第一，选择试验次数少，建立可靠线性模拟设计，同时构建非线性模型试验设计；第二，构建效应及因素相应关系式，然后借助相关统计学，从而检验模型拟合度；第三，利用效应面优，筛选最佳工艺条件。

而针对效应和因素来说，两者关系很有可能是线性，同时也可以是非线性的，主要体现在效应面上，线性主要是平面，而非线性是曲面。

根据模型具体情况，可以应用解方程的形式，从而获得极值，或是限定效应范围，最终确定最佳工艺条件，最为直接的方法就是描绘效应面。

二、基本概念阐述在药学制剂工艺中，还有处方筛选中，通常需要从整体角度进行考虑，不同因素对于结果是否存在影响力，然后优化结果。

一旦因素水平数很多，不仅需要考虑到试验成本，更应该考虑到试验周期，最好选取试验次数较少的方法。

从国内发展现状分析，应用较多的是均匀设计法，还有非常成熟的正交试验，针对上述两种试验方法来说，在处理过程中获取最佳点，对于一般试验可以获得良好的效果，然而却存在精度不够的现状，试验值仅仅是最佳取值，无法精确。

星点设计-效应面优化法及其在药学中的应用效应面优化法是一种常用的药物设计和制剂优化方法，可以通过设计实验来确定最优化的药物配方和制剂工艺参数，从而提高药物品质和生产效率。

本文将介绍效应面优化法的基本原理、流程和在药学中的应用。

一、效应面优化法的基本原理效应面优化法是一种统计学和数学模型方法，它基于实验数据和数学模型，通过对指定变量的变化范围进行多次试验，得到药物品质指标与各变量之间的函数关系，进而求解最优化的药物配方和制剂工艺参数。

常见的效应面优化方法包括Box-Behnken设计、Central Composite Design等，其中Box-Behnken设计是一种常用的中心复合设计，它的优点是比较节省实验资源，可以确定三个因素之间的交互作用效应，从而使用响应曲面法建立药物品质指标与各变量之间的关系模型。

1. 确定优化目标和评价指标：确定药物品质指标或制剂参数指标作为效应变量(Y)，同时确定影响因素或变量(X)。

2. 设计试验方案：选择适量的实验设计方法，制定实验计划，包括控制组和试验组，并设计所需试验的运行次数和不同变量的水平组合。

3. 进行试验：根据实验计划进行试验，测量各变量与药物品质指标之间的响应值。

4. 建立统计模型：据实验数据建立统计模型，采用响应曲面法建立药物品质指标与各变量之间的关系模型，并利用统计软件进行分析。

5. 模型分析和优化：分析模型的有效性，确定最优化的药物配方和制剂工艺参数，可以使用响应面优化程序进行求解，最终得到优化后的药物配方和制剂工艺参数。

效应面优化法在药学领域中的应用较为广泛，包括药物分子设计、制剂优化和过程控制等方面。

其中，常用于制剂优化和药效学评价的效应面优化法主要有以下几个应用：2. 维持浓度：在制剂过程或药效学评价过程中，效应面优化法可以通过测量药物浓度和其它影响因素，建立药物浓度与影响因素之间的关系模型，发现影响药物浓度的主要因素，并优化制剂过程或药物给药方案，以达到预期的治疗效果。

星点设计—效应面法优化基于纳米CaCO3的辣椒素缓释漂浮微丸制备工艺的研究目的：制备基于纳米CaCO3的辣椒素缓释漂浮微丸。

方法：以海藻酸钠为基质，滴制法制备辣椒素缓释漂浮微丸，采用单因素试验，研究CaCl2浓度、纳米CaCO3与海藻酸钠比例、辣椒素与海藻酸钠比例对微丸的影响。

在此基础上以微丸的漂浮能力、载药量、体外释放性能作为考察指标，用星点设计-效应面法进一步优化其处方工艺。

结果：筛选的最优处方为1.87%的CaCl2，纳米CaCO3与海藻酸钠比例为2.16∶1，辣椒素与海藻酸钠比例为2.36∶1。

在该条件下制备的辣椒素缓释微丸外观圆整，粒径大小分布均匀，在人工胃液中能够持续漂浮15 h以上，缓释效果较好，12 h体外累积释放度达89.93%。

结论：经星点设计-效应面优化后制得的辣椒素缓释漂浮微丸具有良好的漂浮能力和缓释效果。

标签：辣椒素；胃漂浮；纳米CaCO3；缓释辣椒素（capsaicin，CAP）是一种含香草酰胺的生物碱，其药理作用十分广泛，具有消炎镇痛、保护胃肠、促进脂肪代谢、止痒、抗肿瘤等作用[1-2]。

近年国内外多项研究表明适量的辣椒素对人体胃黏膜具有保护作用，能够促进胃溃疡的愈合，并有抑制幽门螺杆菌的作用[3-4]。

因此辣椒素对胃肠疾病的治疗具有潜在的应用价值。

但该药的普通制剂存在着半衰期短、胃肠道刺激等缺陷，并且其在胃部停留时间较短，释药量少，在胃部无法产生持久的疗效。

海藻酸钠是一种生物相容性良好的天然多糖类生物大分子，能与多价金属离子如Ca2+反应形成具有良好缓控释性能的给药载体——海藻酸钙凝胶微丸[5-6]，已有文献报道[7]制备小檗碱海藻酸钙漂浮微丸靶向治疗幽门螺杆菌。

本研究旨在制备基于纳米CaCO3的辣椒素缓释漂浮微丸，延长辣椒素在胃中的滞留时间，发挥靶向治疗幽门螺杆菌的作用[8]。

1 材料ZRS-8G型智能溶出试验仪（天津大学无线电厂），Agilent 1200高效液相色谱仪（包括四元泵，自动进样器，DAD二极管阵列检测器），UV-2450型紫外分光光度仪（日本岛津）。

㊀基金项目:大学生创新创业训练计划项目(Ｎｏ.Ｘ２０１９１０４５２１３２)㊀作者简介:王迎夏ꎬ女ꎬ研究方向:中药学ꎬＥ－ｍａｉｌ:５１４４０６３５９＠ｑｑ.ｃｏｍ㊀通信作者:陈聪慧ꎬ女ꎬ博士研究生ꎬ研究方向:中药质量控制研究ꎬＴｅｌ:１５６５３９７３５９３ꎬＥ－ｍａｉｌ:ｃｏｎｇｈｕｉ６＠１２６.ｃｏｍ星点设计－效应面优化法优选全蝎刚毛显微特征常数测定条件王迎夏ꎬ杨涛ꎬ彭振瑜ꎬ张静伟ꎬ刘孟瑜ꎬ陈聪慧(临沂大学药学院ꎬ山东临沂２７６０００)摘要:目的㊀对中药显微定量法进行深入的研究ꎮ旨在利用星点设计－效应面优化法替换目前国内常用的均匀设计法优化中药显微特征常数测定条件ꎬ进而对中药全蝎进行质量评价ꎮ方法㊀对全蝎采用刚毛作为显微特征ꎬ利用星点设计－效应面优化法优化全蝎刚毛的显微特征常数测定条件ꎬ用ＳＰＳＳ１９.０进行二元线性拟合ꎬ用ＯｒｉｇｉｎＰｒｏ９进行二元非线性拟合和响应面的３Ｄ函数图绘制ꎮ用得到的优化条件测定不同药店全蝎粉末中刚毛的混匀度和显微特征常数数值ꎬ用结果与预测值偏差作为本试验方法可行性分析ꎮ结果㊀利用星点设计建立的数学模型得到的预测值与结果非常接近ꎬ全蝎的显微特征常数混匀度与全蝎用量和甘油量有显著的相关性ꎮ结论㊀本试验利用星点设计－效应面优化法建立数学模型ꎬ预测性好ꎬ显著性高ꎬ具有很高的可信度ꎬ为中药的显微特征常数测定条件优化及质量评价提供了新的技术手段ꎮ关键词:星点设计－效应面优化法ꎻ显微特征常数ꎻ刚毛ꎻ相关性中图分类号:Ｒ２８２.７４㊀文献标识码:Ａ㊀文章编号:２０９５－５３７５(２０２０)０３－０１３８－００４ｄｏｉ:１０.１３５０６/ｊ.ｃｎｋｉ.ｊｐｒ.２０２０.０３.００４Ｏｐｔｉｍｉｚａｔｉｏｎｏｆｍｉｃｒｏ－ｆｅａｔｕｒｅｃｏｎｓｔａｎｔｓｆｏｒｃｏｍｐｌｅｔｅｂｒｉｓｔｌｅｓｂｙｃｅｎｔｒａｌｃｏｍｐｏｓｉｔｅｄｅｓｉｇｎ－ｒｅｓｐｏｎｓｅｓｕｒｆａｃｅｍｅｔｈｏｄｏｌｏｇｙＷＡＮＧＹｉｎｇｘｉａꎬＹＡＮＧＴａｏꎬＰＥＮＧＺｈｅｎｙｕꎬＺＨＡＮＧＪｉｎｇｗｅｉꎬＬＩＵＭｅｎｇｙｕꎬＣＨＥＮＣｏｎｇｈｕｉ(ＳｃｈｏｏｌｏｆＰｈａｒｍａｃｙꎬＬｉｎｙｉＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙꎬＬｉｎｙｉ２７６０００ꎬＣｈｉｎａ)Ａｂｓｔｒａｃｔ:Ｏｂｊｅｃｔｉｖｅ㊀Ｔｏｓｔｕｄｙｔｈｅｍｉｃｒｏ－ｑｕａｎｔｉｔａｔｉｖｅｍｅｔｈｏｄｏｆｔｒａｄｉｔｉｏｎａｌＣｈｉｎｅｓｅｍｅｄｉｃｉｎｅｉｎ－ｄｅｐｔｈ.Ｔｈｅａｉｍｗａｓｔｏｕｓｅｔｈｅｃｅｎｔｒａｌｃｏｍｐｏｓｉｔｅｄｅｓｉｇｎ－ｒｅｓｐｏｎｓｅｓｕｒｆａｃｅｍｅｔｈｏｄｏｌｏｇｙｔｏｒｅｐｌａｃｅｔｈｅｃｕｒｒｅｎｔｌｙｕｓｅｄｄｏｍｅｓｔｉｃｕｎｉｆｏｒｍｄｅｓｉｇｎｍｅｔｈｏｄｔｏｏｐｔｉｍｉｚｅｔｈｅｄｅｔｅｒｍｉｎａｔｉｏｎｃｏｎｄｉｔｉｏｎｓｏｆｔｈｅｍｉｃｒｏｓｃｏｐｉｃｃｈａｒａｃｔｅｒｉｓｔｉｃｃｏｎｓｔａｎｔｓｏｆｔｒａｄｉｔｉｏｎａｌＣｈｉｎｅｓｅｍｅｄｉｃｉｎｅｓ.Ｍｅｔｈｏｄｓ㊀Ｂｒｉｓｔｌｅｓｗｅｒｅｕｓｅｄａｓｔｈｅｍｉｃｒｏｓｃｏｐｉｃｆｅａｔｕｒｅｓｏｆｔｈｅｗｈｏｌｅｇｉｌｌｓ.Ｃｅｎｔｒａｌｃｏｍｐｏｓｉｔｅｄｅｓｉｇｎ－ｒｅｓｐｏｎｓｅｓｕｒｆａｃｅｍｅｔｈｏｄｏｌｏｇｙｗａｓｕｓｅｄｔｏｏｐｔｉｍｉｚｅｔｈｅｍｉｃｒｏｓｃｏｐｉｃｃｈａｒａｃｔｅｒｉｓｔｉｃｃｏｎｓｔａｎｔｓｏｆｔｈｅｆｕｌｌｇｉｌｌｂｒｉｓｔｌｅｓ.ＴｈｅＳＰＳＳ１９.０ｗａｓｕｓｅｄｆｏｒｔｈｅｂｉｎａｒｙｌｉｎｅａｒｆｉｔｔｉｎｇａｎｄｔｈｅＯｒｉｇｉｎＰｒｏ９ｗａｓｕｓｅｄｆｏｒｂｉｎａｒｙｎｏｎ－ｌｉｎｅａｒｉｔｙ.Ｌｉｎｅａｒｆｉｔｔｉｎｇａｎｄ３Ｄｆｕｎｃｔｉｏｎｐｌｏｔｔｉｎｇｏｆｒｅ￣ｓｐｏｎｓｅｓｕｒｆａｃｅｓ.Ｔｈｅｏｐｔｉｍｉｚｅｄｃｏｎｄｉｔｉｏｎｓｗｅｒｅｕｓｅｄｔｏｄｅｔｅｒｍｉｎｅｔｈｅｄｅｇｒｅｅｏｆｂｒｉｓｔｌｉｎｇｍｉｘｉｎｇａｎｄｍｉｃｒｏｓｃｏｐｉｃｃｈａｒａｃｔｅｒｉｓ￣ｔｉｃｃｏｎｓｔａｎｔｓｉｎｂｒｉｓｔｌｅｓｐｏｗｄｅｒｓｆｒｏｍｄｉｆｆｅｒｅｎｔｐｈａｒｍａｃｉｅｓ.Ｔｈｅｄｅｖｉａｔｉｏｎｏｆｔｈｅｒｅｓｕｌｔｓｆｒｏｍｔｈｅｐｒｅｄｉｃｔｅｄｖａｌｕｅｓｗａｓｕｓｅｄａｓｔｈｅｆｅａｓｉｂｉｌｉｔｙａｎａｌｙｓｉｓｏｆｔｈｅｅｘｐｅｒｉｍｅｎｔａｌｍｅｔｈｏｄ.Ｒｅｓｕｌｔｓ㊀Ｔｈｅｐｒｅｄｉｃｔｅｄｖａｌｕｅｏｂｔａｉｎｅｄｂｙｔｈｅｍａｔｈｅｍａｔｉｃａｌｍｏｄｅｌｅｓｔａｂ￣ｌｉｓｈｅｄｂｙｔｈｅｃｅｎｔｒａｌｃｏｍｐｏｓｉｔｅｄｅｓｉｇｎｗａｓｖｅｒｙｃｌｏｓｅｔｏｔｈｅｒｅｓｕｌｔ.Ｔｈｅｍｉｃｒｏｓｃｏｐｉｃｃｈａｒａｃｔｅｒｉｓｔｉｃｃｏｎｓｔａｎｔｍｉｘｉｎｇｄｅｇｒｅｅｏｆｔｈｅｗｈｏｌｅｐｕｐａｈａｄａｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｃｏｒｒｅｌａｔｉｏｎｗｉｔｈｔｈｅａｍｏｕｎｔｏｆｔｏｔａｌｈｙｄｒａｚｉｎｅａｎｄｇｌｙｃｅｒｏｌ.Ｃｏｎｃｌｕｓｉｏｎ㊀Ｔｈｉｓｅｘｐｅｒｉｍｅｎｔｕｓｅｄｔｈｅｃｅｎｔｒａｌｃｏｍｐｏｓｉｔｅｄｅｓｉｇｎ－ｒｅｓｐｏｎｓｅｓｕｒｆａｃｅｍｅｔｈｏｄｏｌｏｇｙｔｏｅｓｔａｂｌｉｓｈａｍａｔｈｅｍａｔｉｃａｌｍｏｄｅｌｗｉｔｈｇｏｏｄｐｒｅｄｉｃｔａｂｉｌｉｔｙꎬｈｉｇｈｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｃｅａｎｄｈｉｇｈｃｒｅｄｉｂｉｌｉｔｙ.Ｉｔｐｒｏｖｉｄｅｓｎｅｗｔｅｃｈｎｉｃａｌｍｅａｎｓｆｏｒｏｐｔｉｍｉｚｉｎｇｔｈｅｄｅｔｅｒｍｉｎａｔｉｏｎｃｏｎｄｉｔｉｏｎｓｏｆｍｉｃｒｏ￣ｓｃｏｐｉｃｃｈａｒａｃｔｅｒｉｓｔｉｃｃｏｎｓｔａｎｔｓｏｆｔｒａｄｉｔｉｏｎａｌＣｈｉｎｅｓｅｍｅｄｉｃｉｎｅ.Ｋｅｙｗｏｒｄｓ:Ｃｅｎｔｒａｌｃｏｍｐｏｓｉｔｅｄｅｓｉｇｎ－ｒｅｓｐｏｎｓｅｓｕｒｆａｃｅｍｅｔｈｏｄｏｌｏｇｙꎻＭｉｃｒｏｓｃｏｐｉｃｃｈａｒａｃｔｅｒｉｓｔｉｃｃｏｎｓｔａｎｔｓꎻＢｒｉｓｔｌｅｓꎻＣｏｒ￣ｒｅｌａｔｉｏｎ㊀㊀全蝎ꎬ中药名ꎬ为钳蝎科动物东亚钳蝎(ＢｕｔｈｕｓｍａｒｔｅｎｓｉｉＫａｒｓｃｈ)的干燥体ꎬ辛ꎬ有毒ꎮ具有熄风镇痉㊁攻毒散结㊁通络止痛之功效ꎮ«中国药典»２０１５年版收录性状:本品头胸部与前腹部呈扁平长椭圆形ꎬ后腹部呈尾状ꎬ皱缩弯曲ꎬ完整者体长约６ｃｍꎮ头胸部呈绿褐色ꎬ前面有１对短小的螯肢和１对较长大的钳状脚须ꎬ形似蟹螯ꎬ背面覆有梯形背腹面有足４对ꎬ均为７节ꎬ末端各具２爪钩ꎻ前腹部由７节组成ꎬ第７节色深ꎬ背甲上有５条隆脊线ꎮ背面绿褐色ꎬ后腹部棕黄色ꎬ６节ꎬ节上均有纵沟ꎬ末节有锐钩状毒刺ꎬ毒刺下方无距ꎮ气微腥ꎬ味咸ꎮ全蝎粉末呈淡黄色至棕黄色ꎬ微腥ꎮ刚毛呈棕黄色ꎬ完整或短碎存在ꎬ靠近基部呈淡黄白色至白色变化ꎬ较平直ꎬ近基部稍膨大ꎬ毛干具有明显的直线型纵向纹理ꎮ可于光学显微镜１０倍镜下观察ꎬ具有生物学稳定特征ꎬ易于观察计数(见图１)ꎮ主产于河南㊁山东㊁河北㊁辽宁等地ꎮ图１㊀全蝎刚毛(１０倍镜下视野图)目前国内多采取正交设计或均匀设计法优化显微常数测定条件[１－４]ꎬ这两种方法多采用线性数学模型ꎬ虽有简便㊁试验次数较少等优点ꎬ但精度不太高ꎮ星点设计是在析因设计的基础上ꎬ加上星点及中心点而形成的试验设计方法ꎬ该法采用非线性数学模型拟合ꎬ复相关系数较高ꎬ在中心点进行重复性试验以提高试验精度ꎬ预测值更接近真实值且简便ꎬ试验次数较少[５－８]ꎮ本试验以显微常数ＲＳＤ值为指标ꎬ引入星点试验设计方法ꎬ结合效应面法优选全蝎刚毛显微常数测定条件ꎬ旨在优化全蝎刚毛显微特征常数测定条件的同时ꎬ为探讨该试验设计法进一步应用优选全蝎刚毛显微特征常数测定条件可行性提供依据ꎮ１㊀仪器与材料１.１㊀仪器㊀ＭＥ１０４万分之一电子分析天平(深圳市盛美仪器有限公司)ꎻＯｌｙｍｐｕｓＣＸ－４１生物显微镜(日本奥林巴斯公司)ꎻＫＱ３２００ＤＶ超声波清洗机(昆山市超声仪器有限公司)ꎻＱＥ－１００高速中药粉碎机(浙江屹立工贸有限公司)ꎮ１.２㊀材料㊀甘油㊁水合氯醛(天津市瑞金特化学品有限公司)均为分析纯ꎻ试验用水合氯醛试液均按照«中国药典»２０１５年版(一部)附录配置ꎮ全蝎来源于临沂市各大药房ꎬ因来源不同各个药店的全蝎质量均有略微差异ꎮ所有试验样品经临沂大学天然药物化学教研室陈聪慧老师鉴定为全蝎正品ꎮ具体来源见表１ꎮ表１㊀全蝎样品信息编号品名药店产地１全蝎老百姓大药房山东２全蝎同仁堂药房山东３全蝎国大药房山东４全蝎仁和堂药房河南５全蝎漱玉平民大药房河南２㊀方法与结果２.１㊀载玻片试液体积的选择㊀精选完整的大小接近的优质全蝎在磨药器中充分研磨０.５ｍｉｎꎬ然后过８０目筛得到全蝎粉末ꎬ根据表３分别精密称取全蝎粉末９份ꎬ用水合氯醛试液多次水飞ꎬ移入２５ｍＬ容量瓶ꎬ根据表３加入不同量的甘油ꎬ最后用水合氯醛试液定容混匀ꎮ用移液枪吸取试液滴到载玻片上ꎬ用盖玻片盖住测出不同条件的试液完全被盖玻片所覆盖同时又不溢出时的体积求得平均值ꎮ以平均值作为移液枪吸取的体积ꎮ经过试验ꎬ选定０.０４ｍＬ为每张玻片所用样品试液的最适体积ꎮ２.２㊀目筛的筛选㊀根据分析得到影响显微常数的３个因素为甘油量㊁全蝎的质量㊁目筛的大小ꎬ因为星点设计需要的是连续的变量ꎬ所以目筛的大小在做星点设计之前需要筛选出来ꎬ通过固定其他两个因素不变ꎬ改变目筛的选择ꎬ做预试验选出需要的目筛ꎮ分别称取过６５目筛㊁８０目筛㊁１００目筛的全蝎粉末５００ｍｇ加水合氯醛试液少量水飞ꎬ移入２５ｍＬ容量瓶ꎬ加１０ｍＬ甘油ꎬ用水合氯醛试液定容充分摇匀ꎬ分别取０.０４ｍＬ进行显微装片ꎬ每份样品溶液平行装片３０张ꎬ观察刚毛个数并记录ꎮ测出每份样品的ＲＳＤ值ꎬ试验结果见表２ꎬ选出目筛为６５目ꎮ表２㊀各目筛混匀度ＲＳＤ值序号Ａ粉碎粒度(目)Ｂ样品质量/ｍｇＣ甘油量/ｍＬＲＳＤ(％)１６５５００１０１５.１４２８０５００１０１８.８９３１００５００１０１６.４６２.３㊀星点设计－效应面优化法条件优化设计㊀根据文献报道及显微常数的测定方法[９－１３]ꎬ确定显微常数测定条件的考察因素为全蝎粉末量㊁甘油量㊁目筛的大小ꎮ由于目筛为非连续变量ꎬ回归处理较困难ꎬ结合预试验结果定为６５目筛ꎬ其余因素的水平据预试验结果而定ꎬ全蝎的质量范围为１００~７００ｍｇꎬ甘油的体积范围为２~１０ｍＬ以全蝎刚毛个数的ＲＳＤ值为考察指标ꎬ采用星点设计优化显微常数测定条件ꎬ水平取值为０㊁ʃ１㊁ʃλꎬλ＝(Ｆ)１/４ꎬＦ为析因设计部分试验次数ꎬＦ＝ｋ２(ｋ为因素数)或者Ｆ＝ｋ２ˑ(１/２)(一般５因素以上采用)ꎬ因素水平见表３ꎬ试验安排见表４ꎮ表３㊀测定条件星点设计因素水平因素水平水平取值－１.４１４－１０１＋１.４１４样品质量/ｍｇ１００１８７.８４４００６１２.１７７００甘油量/ｍＬ２３.１７６８.８３１０表４㊀测定条件星点试验设计与结果序号Ｘ１(样品质量)Ｘ２(甘油量)ＲＳＤ(％)１－１－１２４.７６２１－１２２.０５３－１１２５.３１４１１２１.３９５０－１.４１４１４.６７６０＋１.４１４１８.２５７－１.４１４０４４.９３８＋１.４１４０１９.１３９００１９.７９１０００２１.８６１１００２０.１０１２００１７.６６１３００１６.５７㊀㊀根据表３取老百姓大药房全蝎粉末共１３份ꎬ用水合氯醛试液多次水飞ꎬ移入２５ｍＬ容量瓶ꎬ依据表３加入不同量甘油ꎬ用试验用水合氯醛试液定容ꎬ充分摇匀后ꎬ精密吸取０.０４ｍＬ进行装片ꎬ每份样品平行装片３０张ꎬ于显微镜下观察并记录刚毛数ꎬ求其ＲＳＤ值ꎬ将试验数据用ＳＰＳＳ１９.０和ＯｒｉｇｉｎＰｒｏ９.１进行二元线性及非线性拟合做数据对比画出函数三维图分析优化全蝎刚毛显微特征常数测定条件ꎬ根据条件求出全蝎刚毛显微特征常数值ꎮ２.３.１㊀二元线性分析㊀结果用ＳＰＳＳ１９.０输入数据处理得到由二元线性分析得到函数关系式:Ｙ＝－０.０２５Ｘ１＋０.２１９Ｘ２＋３０.８７８ꎬＲ２＝０.３４７ꎬＰ＝０.１１８(Ｐ>０.０５)ꎬ拟合度很差且显著性不好ꎮ２.３.２㊀二元非线性拟合㊀结果用ＯｒｉｇｉｎＰｒｏ９.１进行二元非线性拟合ꎬ剔除相关性差的组分ꎬ再次进行二元非线性拟合ꎬ得到结果函数关系式为Ｙ＝３８.８９４６８－０.０２５０４Ｘ１－４.３６６５７Ｘ２＋０.００００２５３０８６Ｘ１２＋０.３７９８６Ｘ２－０.０００５０３８０８Ｘ１Ｘ２ꎬＲ２＝０.７５３４５ꎬＰ＝０.００００９８(Ｐ<０.０１)(Ｘ１代表全蝎用量㊁Ｘ２代表甘油量)ꎬ拟合度较好ꎬ显著性高ꎮ２.３.３㊀响应曲面图㊀用ＯｒｉｇｉｎＰｒｏ９.１软件绘制二次多项式模型中两因素对评价指标ＲＳＤ的三维效应曲面图(见图２)ꎬ可直观地反映各因素的交互作用对响应值的影响ꎬ有助于确定最佳显微常数测定条件范围ꎮ图２㊀全蝎质量和甘油量对全蝎显微特征常数ＲＳＤ值的影响三维图２.３.４㊀条件优化与预测因变量㊀曲面图是三维图ꎬ能表达含两个自变量的函数ꎬ基于已建立的函数模型ꎬ对全蝎的显微特征常数测定条件进行最优化设计ꎬ为使试验设计结果Ｙ值(ＲＳＤ值)最小ꎬ可得到当全蝎用量为５５６ｍｇꎬ甘油量为５.８ｍＬ时ꎬ混匀度最好ꎬＲＳＤ最低值为１８.５８６５％ꎬ最终选取优化条件为全蝎５５６ｍｇꎬ甘油量为６ｍＬꎮ２.４㊀验证试验㊀为了确定建立的模型与试验结果是否相符ꎬ通过进一步试验对结果模型可靠性进行验证ꎬ验证试验中各因素的取值为上述的优化条件ꎬ分别对５家药店的全蝎进行试验测定ꎬ得到结果见表５ꎮ将得到的值与预测值做比较ꎬ偏差结果见表６ꎮ表５㊀全蝎中刚毛数值测定的星点设计验证试验结果药店１２３４５ＲＳＤ(％)１９.４８９１１９.６１８３１９.８７５１１８.８１６３２０.５１８６表６㊀各全蝎样品优化条件结果与预测值偏差药店１２３４５偏差(％)０.９０３５１.０３３５１.２９３５０.２３３５１.９３３５㊀㊀结果表明ꎬ实际值与预测值偏差较小ꎬ说明模型可靠ꎬ用效应面法来优化全蝎的刚毛显微特征常数测定条件是可行的ꎮ２.５㊀全蝎各样品刚毛显微特征常数值测定㊀按照设计结果分别精密称取全蝎５种样品粉末ꎬ水合氯醛试液多次水飞ꎬ移入２５ｍＬ容量瓶中ꎬ加入优化甘油量ꎬ用水合氯醛试液定容摇匀ꎮ精密吸取溶液０.０４ｍＬꎬ分别平行装片３０张ꎬ观察刚毛并计数ꎬ按公式(１)计算全蝎刚毛显微特征常数值(Ｐ)ꎬ结果见表７ꎮＰ＝(ＸˑＶ)/(ＶᶄˑＷ)(１)式中:Ｗ－样品质量(ｍｇ)ꎻＶ－定量样品混悬液总体积(ｍＬ)ꎻＰ－定量样品显微特征常数值(个/ｍｇ)ꎻＶᶄ－盖玻片下样品混悬液体积(ｍＬ)ꎻＸ－每片盖玻片下样品显微刚毛数ꎮ表７㊀各全蝎样品刚毛显微特征常数数值测定结果药店１２３４５特征常数(个/ｍｇ)１４.９２１４.１６１２.９３１３.００１３.４１３　结论与讨论本试验采用５５６ｍｇ的全蝎粉末ꎬ６ｍＬ的甘油量对全蝎的刚毛显微特征常数进行测定ꎬ结果精确度㊁稳定性㊁重复性好ꎮ对显微常数的测定常用的正交设计与均匀设计ꎬ这两种方法试验次数少ꎬ操作简便ꎬ但是得到的结果精确度不高ꎬ建立的数学模型预测性差ꎬ难以全面反映自变量与因变量之间的相关性ꎬ本试验采用星点设计效应面优化法优化全蝎刚毛的显微常数测定条件ꎬ得到的结果与预测值非常接近ꎬ混匀度高ꎬ说明采用星点设计建立的数学模型优化显微常数测定条件是可行的ꎬ对于目筛的选用是显微常数测定的因素之一ꎬ因为为非连续变量ꎬ所以在采用星点设计前ꎬ先通过确定其他因素不变改变目筛得到混匀度结果最好的目筛来进行下面的星点设计ꎮ参考文献:[１]㊀栾晓静.五子衍宗丸中枸杞子㊁五味子的显微定量研究[Ｄ].沈阳:辽宁中医药大学ꎬ２００７.[２]张玉珠.赤芍显微特征常数测定与研究[Ｊ].中华中医药学刊ꎬ２０１４ꎬ３２(１２):３００７－３０１０.[３]何婉婉ꎬ张建逵ꎬ李云静ꎬ等.北豆根显微特征指数与化学成分相关性[Ｊ].中国实验方剂学杂志ꎬ２０１７ꎬ２３(１):４２－４６.[４]陈聪慧ꎬ康廷国.金银花显微特征常数与化学成分相关性研究[Ｊ].中药材ꎬ２０１１ꎬ３４(９):１３７３－１３７６. [５]刘艳杰ꎬ项荣武.星点设计效应面法在药学试验设计中的应用[Ｊ].中国现代应用药学ꎬ２００７ꎬ２４(６):４５５－４５７. [６]吴伟ꎬ崔光华.星点设计－效应面优化法及其在药学中的应用[Ｊ].国外医学(药学分册)ꎬ２０００ꎬ２７(５):２９２－２９８.[７]杨芳ꎬ王中兴ꎬ王克刚ꎬ等.星点设计－响应面法优化桑葚果酒发酵工艺[Ｊ].酿酒科技ꎬ２０１７ꎬ６(１２):２１－２６. [８]张雪峰ꎬ杨轲ꎬ欧燕ꎬ等.星点设计－效应面法优化天山雪莲提取物磷脂复合物制备工艺[Ｊ].中草药ꎬ２０１４ꎬ４５(１６):２３２６－２３３２.[９]梁鹂ꎬ厉妲ꎬ康廷国.槐米花粉粒显微特征常数与芦丁相关性研究[Ｊ].时珍国医国药ꎬ２０１５ꎬ２６(１１):２７９０－２７９１.[１０]李娜ꎬ宋捷ꎬ吴楠ꎬ等.山茱萸显微特征常数与化学成分相关性研究[Ｊ].辽宁中医药大学学报ꎬ２０１１ꎬ１３(７):１６１－１６２.[１１]屈云萍ꎬ蔡向杰ꎬ王娇ꎬ等.星点设计－效应面法优化玄麦甘桔含片处方[Ｊ].中国药业ꎬ２０１７ꎬ２６(２２):４－７. [１２]赵赫ꎬ徐保利ꎬ姚岚ꎬ等.星点设计－效应面法优化返魂草提取工艺[Ｊ].解放军药学学报ꎬ２０１７ꎬ３３(５):４１３－４１７.[１３]翟永松ꎬ尚雅文ꎬ龚慕辛ꎬ等.星点设计－效应面法优选糖肾宁颗粒乙醇提取工艺的研究[Ｊ].中成药ꎬ２０１５ꎬ３７(１):９９－１０４.«药学研究»关于抵制学术不端行为的声明捏造与篡改数据㊁抄袭剽窃㊁重复发表㊁虚假署名㊁一稿多投等学术不端行为不仅违反学术规范和道德ꎬ同时也有悖于国家相关法律法规ꎬ在学术界乃至社会造成恶劣影响ꎮ为加强科技道德规范ꎬ促进科研诚信ꎬ本刊编辑部严格遵守«中华人民共和国著作权法»等相关法律法规ꎬ坚决反对学术不端行为ꎮ编辑部将对所有来稿采用中国知网 科技期刊学术不端文献检测系统 进行检测来稿是否存在抄袭㊁一稿多投㊁伪造等学术不端行为ꎬ如来稿与已经刊发的文章雷同率在３０％以上ꎬ本刊即退稿ꎮ对最终认定为属于学术不端的论文ꎬ本刊会及时通知作者ꎬ在做出最终处理决定前ꎬ允许作者就此问题做出解释和申辩ꎻ如果该论文是已经正式刊出的ꎬ则以书面的形式通知论文作者ꎬ取消论文的录用资格ꎮ重复发表者ꎬ向相关期刊发通告函ꎬ责成撤稿ꎻ如给本刊造成声誉或是其他损失的ꎬ本刊将保留继续追索赔偿的权利ꎮ对情节严重的作者ꎬ就此事件向作者所在单位和该领域内的其他科技期刊进行通报ꎻ对严重抄袭剽窃㊁一稿多投的论文作者作为第一作者所撰写的论文ꎬ３年内本刊将一概不予录用ꎮ。

《星点设计-效应面法优化盐酸多奈哌齐冻干型口崩片的制备工艺》篇一星点设计：效应面法优化盐酸多奈哌齐冻干型口崩片的制备工艺一、引言随着现代制药工艺的快速发展，口崩片作为一种新型药物制剂，因其具有快速崩解、方便服用的特点，正逐渐受到广大患者和医药工作者的青睐。

盐酸多奈哌齐是一种常用的治疗老年痴呆症的药物，其冻干型口崩片的制备工艺优化对于提高药物疗效、减少副作用具有重要意义。

本文以星点设计为指导，采用效应面法对盐酸多奈哌齐冻干型口崩片的制备工艺进行优化，旨在提高产品质量，为临床应用提供更好的药物制剂。

二、材料与方法1. 材料盐酸多奈哌齐原料药、辅料、冻干保护剂等。

2. 方法（1）星点设计：根据文献资料和前期实验结果，选取影响盐酸多奈哌齐冻干型口崩片制备工艺的关键因素，如原料药与辅料的比例、混合时间、冻干温度等，设计星点实验方案。

（2）效应面法：通过星点实验，获取各因素对产品性能的影响数据，运用效应面法对数据进行处理和分析，确定最佳制备工艺参数。

（3）制备工艺优化：根据效应面法分析结果，对制备工艺进行优化，包括调整原料药与辅料的比例、优化混合时间和冻干温度等。

三、实验结果1. 星点实验结果通过星点实验，我们获得了各因素对盐酸多奈哌齐冻干型口崩片性能的影响数据。

实验结果表明，原料药与辅料的比例、混合时间、冻干温度等因素对产品性能具有显著影响。

2. 效应面法分析结果运用效应面法对星点实验数据进行处理和分析，我们得出了各因素之间的交互作用及对产品性能的综合影响。

分析结果表明，在一定的范围内调整原料药与辅料的比例、优化混合时间和冻干温度，可以显著提高产品的崩解时间、溶出度等性能指标。

3. 制备工艺优化结果根据效应面法分析结果，我们对盐酸多奈哌齐冻干型口崩片的制备工艺进行了优化。

优化后的制备工艺参数包括：合理的原料药与辅料比例、适当的混合时间和冻干温度等。

经过优化后的制备工艺，产品的崩解时间和溶出度等性能指标得到了显著提高。