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·中药制剂·
响应面法优化八角枫中水杨苷的提取工艺*
段红 翟科峰# 曹稳根 罗富国 王青遥
段红，女，硕士，讲师
# 通信作者:翟科峰，硕士，讲师，主要研究方向: 药物新剂型与新技术，Email: kefengzhai@ 163． com
* 安徽省教育厅自然科学研究项目( No． KJ2011B182) ，宿州学院生物化学与分子生物学重点学科项目( No． szxyzdxk200901)
( 宿州学院化学与生命科学学院 安徽 234000)
摘要: 目的 研究药用植物八角枫中水杨苷的提取条件。方法 在单因素实验基础上，采用 Box-
Behnken设计原理优化提取时间、提取次数和料液比。以出膏率和水杨苷含量的综合效应评分为
响应值进行多元回归分析。结果 水杨苷的最佳提取工艺条件，料液比 1 ∶ 30，提取 3 次，每次
1. 5 h。结论 获得的最佳提取工艺稳定可行。
关键词:响应面法;提取工艺;水杨苷;高效液相色谱
中图分类号: R283. 3
Extraction technique optimization of salicin in Bajiaofeng ( Radix Alangii)
by response surface method*
DUAN Hong，ZHAI Ke-feng#，CAO Wen-gen，LUO Fu-guo，WANG Qing-yao
( Department of Chemistry and Life Science，Suzhou University，Anhui 234000)
Abstract: Objective To study the extraction technique of salicin in Bajiaofeng ( Radix Alangii ) ．
Methods On the foundation of single-factor experiments，the extraction duration，times and ratio of
solid to liquid were optimized with Box-Behnken design principle． The multiple regression analysis was
carried out taken the comprehensive effective scores of extraction rate and salicin content as the response
values． Result The best extraction technique for salicin was as follows: the ratio of solid to liquid was
1∶ 30，the extraction times were 3 and the duration for each time was 1． 5 hours． Conclusion The
extraction technique was stable and feasible．
Key Words: response surface method; extraction technique; salicin; HPLC
八角枫［1 － 3］源于八角枫科八角枫属八角枫
［Alangium Chinese ( Lour． ) Harms］，其主要有效成
分为水杨苷 ( salicin) 。水杨苷药用价值较高，具有
解热、镇痛等功效［4］，用于治疗发热、关节炎等疾
病，同时水杨苷还可用作香料和添加剂等［5］，国内
外的需求量越来越大。天然来源的水杨苷主要是从
杨柳科植物中提取得到，尚未见从八角枫中提取的
报道。在单因素实验的基础上，采用响应面
( response surface methodology，RSM) 分析法优化八
角枫中水杨苷提取工艺参数［6 － 8］，为其工业化生产
提供参考。
1 仪器与试药
岛津高效液相色谱仪 ( 日本岛津公司 ) ;
BP211D 型电子天平 ( sartorius) ; Millipore simplicity
－ 185 超纯水器 ( 美国密理博公司) ; KQ5200DB 型
数控超声波清洗器 ( 昆山超声仪器有限公司 ) ;
FW100 型高速万能粉碎机( 天津市泰斯特仪器有限
公司) 。
八角枫药材 ( 市售) ; 水杨苷对照品 ( Sigma 公
司) ;甲醇、乙腈为色谱纯 ( Fisher 公司) ，水为超纯
水;其他试剂均为分析纯。
2 方法与结果
2． 1 水杨苷含量测定方法
色谱柱为 Shim-pack vp-ODS( 150 mm × 4. 6 mm，
5 μm) 柱，流动相为乙腈-水 ( 7 ∶ 93 ) ，检测波长
269 nm，流速 1. 0 mL /min，柱温 25 ℃，进样量
·223·
北京中医药大学学报
Journal of Beijing University of Traditional Chinese Medicine
第 34 卷第 5 期 2011 年 5 月
Vol． 34 No． 5 May 2011
20 μL［5］。在此条件下，样品中水杨苷与其对照品
峰的保留时间基本一致，且分离效果良好，无其他
干扰。
2． 2 溶液制备方法
精密称取八角枫粉末 10 g，置烧瓶中，按实验设
计的各项条件对样品用水进行回流提取［9］，放冷、滤
过、定容，取定容液，过 0. 45 μm滤膜，即得样品溶液。
精密称取对照品水杨苷 4 mg置 50 mL量瓶中，
加甲醇溶解并定容，摇匀，制成浓度为 80 mg /L的对
照品溶液。
2． 3 标准曲线绘制
精密吸取上述对照品溶液，分别用甲醇稀释成
浓度为 16、32、48、64、80 mg /L 的系列溶液，各吸取
20 μL进样测定，以对照品浓度( X) 为横坐标，峰面
积 ( Y ) 为纵坐标，得到水杨苷的回归方程为
Y = 5 076. 5X + 4 069. 1，r = 0. 999 4。表明水杨苷
浓度在 16 ～ 80 mg /L范围内线性关系良好。
2. 4 提取结果参数
将各样品的峰面积代入标准曲线，计算其浓度。
根据样品定容的体积，计算水杨苷含量。
将坩锅置干燥箱中干燥至恒重，精密称量，记为
m1 ;精密移取 25 mL提取液( 相当于 1 g 药材) 置坩
锅里水浴蒸发，再置干燥箱中烘至恒重，记为 m2 ;以
下列公式计算出膏率:
出膏率( % ) =
( m2 － m1 )
1 × 100%
为了保证水杨苷有较好的提取效果，提取结果
既要体现提取物的出膏率大，又要体现提取物中水
杨苷的含量高。以出膏率和水杨苷含量为综合考察
指标优选提取工艺，权重系数为 0. 3 ∶ 0. 7。综合评
分( OD) 公式如下: OD = ( 出膏率 × 30% /最大出膏
率) + ( 水杨苷含量 × 70% /最大水杨苷含量)
2． 5 单因素实验筛选水杨苷的提取条件
采用水回流提取，料液比为 1∶ 10，提取 1 次，考
察提取时间为 0. 5、1、1. 5、2 h 对 OD 值的影响。结
果随着提取时间的增加，OD 值先增后减。可能是
提取时间过长，温度较高，导致 OD 值下降，因此提
取时间选为 1. 5 h。结果见图 1A。
采用水回流提取，总料液比为 1 ∶ 40，总提取时
间 2 h，依次考察提取次数为 1、2、3、4 次对 OD值的
影响。结果提取次数为 2 次时，OD 值最大，提取效
果最好。结果见图 1B。
采用水回流提取，提取 2 次，每次 1 h，考察料液
比分别为 1∶ 10、1∶ 20、1∶ 30、1∶ 40 对 OD 值的影响。
结果料液比为 1∶ 20 时，OD 值最大，提取效果最好。
结果见图 1C。
A提取时间; B提取次数; C料液比。
A extraction duration; B extraction times; C solid-liquid ratio．
图 1 水杨苷提取条件单因素实验结果
Fig． 1 Results of single-factor experiments
2． 6 响应面法优化水杨苷提取工艺
2． 6． 1 三因素三水平实验: 在单因素实验基础上，
采用 Box-Behnken中心组合进行三因素三水平实验
设计，实验因素和水平见表 1。实验安排和综合评
分结果见表 2。
2． 6． 2 响应面分析: 采用 STATISTICA 7 和 Design
Expert v 7 软件对水杨苷提取效果 OD 值进行响应
面分析，分别采用多元线性回归和二次多项式模型
进行拟合，结果见下。
表 1 Box-Behnken中心组合设计因素水平
Table 1 Levels of modular design factors in
Box-Behnken center
水平
Levels
提取时间
Extraction duration
X1 ( h)
提取次数( 次)
Extraction times
X2 ( times)
料液比
Solid-liquid
ratio X3
－ 1 0． 5 1 1∶ 10
0 1． 0 2 1∶ 20
1 1． 5 3 1∶ 30
·323·第 5 期 段红等 响应面法优化八角枫中水杨苷的提取工艺
表 2 响应面分析方案及试验结果
Table 2 Plan of response surface analysis
and experimental results
Run X1 X2 X3
总评
General appraisal / ( OD)
1 1． 00 2． 00 20． 00 73． 91
2 1． 50 2． 00 30． 00 91． 94
3 1． 00 2． 00 20． 00 73． 91
4 1． 00 3． 00 10． 00 70． 54
5 1． 50 1． 00 20． 00 60． 55
6 0． 50 1． 00 20． 00 59． 01
7 1． 00 2． 00 20． 00 73． 91
8 1． 50 2． 00 10． 00 82． 55
9 1． 00 2． 00 20． 00 73． 91
10 1． 00 3． 00 30． 00 92． 03
11 0． 50 2． 00 30． 00 67． 18
12 1． 00 1． 00 30． 00 25． 82
13 0． 50 2． 00 10． 00 54． 92
14 1． 00 2． 00 20． 00 73． 91
15 1． 00 1． 00 10． 00 65． 44
16 0． 50 3． 00 20． 00 55． 17
17 1． 50 3． 00 20． 00 79． 72
二元线性回归方程: OD = 26. 72 + 19. 37X1 +
11. 71X2，r = 0. 674 9，P ＜ 0. 05;
三元线性回归方程: OD = 25. 84 + 19. 37X1 +
11. 71X2 + 0. 04X3，r = 0. 675 2，P ＜ 0. 05;
二次多项式回归方程: OD = 72. 97 + 3. 66X1 +
8. 62X2 －3. 13X3 － 1. 72X1
2 + 11. 00X1X2 － 0. 14X1X3 －
9. 62X2
2 +1. 53X2X3 +0. 01X3
2，r =0. 902 0，P ＜ 0. 05。
从方程的显著性看，模型均具显著性 ( P ＜
0. 05 ) ，但复相关系数相差很大。其中，二次多项
式模型复相关系数 r = 0. 902 0，接近 1，说明二次
多项式方程模型能够对数据进行很好的拟合。
2． 6． 3 数学回归分析: 将水杨苷提取参数作数学
回归分析，结果回归方程模型具有显著性 ( P ＜
0. 05 ) ，且线性相关系数( r) 在 95%置信区间内，说
明该模型预测与实验的实际拟合较好。方程中 1
次项、交互项对水杨苷提取的 OD 值有显著性影
响，因此各因素与指标之间不是简单的线性关系，
而是具有 2 次关系。其中，1 次项中提取次数
( X2 ) 和提取时间( X1 ) 对提取得率有显著性影响，
而料液比( X3 ) 则无显著性影响。交互项中提取次
数( X2 ) 和料液比 ( X3 ) 之间存在显著的交互影响
作用。结果见表 3。
表 3 水杨苷提取参数数学回归分析结果
Table 3 Results of mathematic regression analysis of salicin extraction parameters
Source Sum of squares df Mean square F P
Model 3243． 17 9 360． 35 3． 730 0． 048 2
X1 769． 89 1 769． 89 7． 970 0． 025 6
X2 938． 31 1 938． 31 9． 720 0． 016 9
X3 1． 55 1 1． 55 0． 016 0． 902 8
X1 X2 132． 37 1 132． 37 1． 370 0． 280 0
X1 X3 2． 06 1 2． 06 0． 021 0． 888 0
X2 X3 933． 61 1 933． 61 9． 670 0． 017 1
A2 0． 16 1 0． 16 1． 679
B2 463． 66 1 463． 66 4． 800 0． 064 6
C2 7． 16 1 7． 164 7． 419
Residual 675． 99 7 96． 57
Lack of Fit 675． 99 3 225． 33
Pure Error 0． 00 4 0． 00
Cor Total 3919． 16 16
2． 6． 4 响应面图和等高线图: 为直观反应各因素
和响应值及各考察因子之间的交互作用，作相应
的响应面图和等高线图，结果见图 2、3。结果表
明，若将提取时间( X1 ) 固定在一定水平，在料液比
( X3 ) 水平由低到高变化过程中，OD 值的变化较平
坦;而在提取次数固定时，提取时间由低水平向高
水平变化，OD 值变化坡度较陡峭，说明提取时间
影响显著，料液比影响不显著; 两者交互作用不显
著。由图 2A、2C 可见，提取次数处于低水平时，
OD值随料液比的增加而下降，随提取时间的增加
而稳中微升; 提取次数处较大时，OD 值随料液比
的增加而急剧攀升，随提取时间的增加而呈平缓
上升，说明提取次数与料液比之间交互作用显著，
而提取次数与提取时间之间交互作用不显著。这
与统计分析结果吻合。
·423· 北京中医药大学学报 第 34 卷
2． 7 响应面优化与预测
利用软件 Numerical Optimization 功能预测响应
值最大时，模型各因素的最佳组合为:料液比 1∶ 30，
提取 3 次，每次 1. 5 h，水杨苷的 OD 预测值为
105． 05。
A 提取时间与提取次数; B 提取时间与料液比;
C 提取次数与料液比。
A extraction duration and extraction times;
B extraction duration and solid-liquid ratio;
C extraction times and solid-liquid ratio．
图 2 两因素交互作用的响应面图
Fig． 2 Response surface of two-factor interactions
2． 8 验证试验
为验证模型预测的准确性，以响应面试验确定
的最优组合对水杨苷进行提取( n = 3) ，同时代入原
模型中进行综合评分，结果 OD 平均值为 102. 83
( RSD =1. 52% ) ，实际的平均值与理论值极为接近。
结果见表 4。
A 提取时间与提取次数; B 提取时间与料液比;
C 提取次数与料液比。
A extraction duration and extraction times;
B extraction duration and solid-liquid ratio;
C extraction times and solid-liquid ratio．
图 3 两因素交互作用的对应等高线图
Fig． 3 Contour lines of two-factor interactions
表 4 验证试验结果
Table 4 Verification of experimental results
实验次数
Times
出膏率
Paste forming rate
( % )
水杨苷含量
Content of salicin
( mg /g)
总评
General appraisal
( OD)
1 14． 56 0． 2716 104． 62
2 14． 30 0． 2649 102． 18
3 14． 36 0． 2631 101． 70
平均值 102. 83
理论值 105. 05
3 讨论
水杨苷分子结构上含有很多羟基，致使水杨苷
分子极性较大、水溶性较强。根据相似相溶原理，选
择水作为提取溶媒比较合理。
( 下转第 332 页)
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( 收稿日期: 2011-01-18
檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪檪
)
( 上接第 325 页)
响应面法是上世纪中后期提出的实验优化方
法，以多元回归模型作为函数估算的依据。不仅研
究因子与响应值之间关系，还能反应出因子与因子
之间的交互关系，在工艺优化方面得到广泛应用。
研究采用中心组合设计 －响应面法优化八角枫中水
杨苷的提取工艺，结果所确定的工艺条件具有提取
效率高、重现性好、操作简便、成本较低等特点，可为
八角枫植物资源的开发提供实验依据。
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