全 文 ：• 847 •中华中医药杂志(原中国医药学报)2012年4月第27卷第4期 CJTCMP , April 2012, Vol . 27, No. 4
CCD-RSM法优化大孔吸附树脂纯化垂盆草复方
中总黄酮及总皂苷工艺
严国俊1,2，蔡宝昌2,3，潘金火1，陈军1,2，蔡铝铝1，杨菁1
（1南京中医药大学药学院，南京 210046；2南京中医药大学国家教育部中药炮制规范化及标准化工程研究
中心，南京 210029；3南京海昌中药集团有限公司，南京 210061 ）
摘要: 目的：采用星点设计-效应面优化法（CCD-RSM）研究D101型大孔吸附树脂同时分离纯化垂盆草复方
中的总黄酮、总皂苷的工艺条件及参数。方法：以上样药液的浓度、洗脱液乙醇浓度和洗脱液用量为考察因素，
以总黄酮解吸附率、总皂苷解吸附率、总黄酮纯度、总皂苷纯度及总评归一值（OD）为指标，采用多元线性回归
及二次多项式拟合，建立方程式，根据最佳模型描绘效应面，再根据效应面优选纯化工艺参数。结果：二次多项
式拟合的相关系数明显优于多元线性回归方程，根据效应面优化的最佳纯化工艺参数为：上样药液浓度3mL/g（药
液/饮片），洗脱液乙醇浓度80%，洗脱液用量7倍柱体积（BV），2种有效部位的总纯度达60%以上，验证实验表
明预测值与实测值无显著性差异。结论：CCD-RSM法用于同一工艺条件下同时纯化垂盆草复方中2种有效部位的
优化，模型预测性良好，实验设计有较高的可靠性，得到的工艺条件稳定。
关键词：总黄酮；总皂苷；大孔吸附树脂；分离纯化；星点设计-效应面优化法（CCD-RSM）
基金资助：2010年度江苏省高校研究生科研创新计划项目，江苏省科技支撑计划（社会发展）项目
（No.BE2009681）
Optimized purifi cation process of general fl avone and total saponins in Sedi Sarmentosi
Compound with macroporous absorption resin by a central composite design-response
surface methodology
YAN Guo-jun1,2, CAI Bao-chang2,3, PAN Jin-huo1, CHEN Jun1,2, CAI Lv-lv1, YANG Jing1
（1College of Pharmacy, Nanjing University of Chinese Medicine, Nanjing 210046, China; 2Engineering Research Center of
State Ministry of Education for Standardization of Chinese Medicine Processing , Nanjing University of Chinese Medicine,
Nanjing 210029, China; 3Nanjing Haichang Chinese Medicine Group, Co., Ltd, Nanjing 210061, China）
Abstract: Objective: To study the technological parameters of the purification process of general flavone and total
saponins simultaneously in Sedi Sarmentosi compound with D101 type macroreticular absorption resin by a central composite
design-response surface methodology (CCD-RSM). Methods: Independent variables were sample concentration, ethanol
concentration of eluent and eluent volume, while dependent variables were overall desirability (OD), desorption rate and purity
of general fl avone and total saponins. Linear or nonlinear mathematic models were used to estimate the relationship between
independent and dependent variables. The response surface and overlay contour plot were delineated according to best-fit
mathematic model, and optimum technological parameters were selected by the overlay contour plot. Prediction was carried out
through comparing the observed and predicted values. Results: Quadratic equation described the relationship between dependent
and independent variables were obviously better than multiple linear regression equation. The optimized technological parameters
according the response surface and overlay contour plot were as the following：sample concentration was 3mL/g sinian (herbal
pieces prepared for decoction) , ethanol concentration of eluent was 80% and eluent volume was 7 times body volume (BV).
The total purity of flavone and saponins was above 60%. No significant bias existed between observed and predicted values.
Conclusion: CCD-RSM can be used to optimize the purifi cation parameters in the same condition for general fl avone and total
saponins in Sedi Sarmentosi compound. The optimum mathematic model is highly predictive and the optimized purification
process is stable.
通讯作者：蔡宝昌，南京中医药大学国家教育部中药炮制规范化及标准化工程研究中心，邮编： 210029，电话：025-85811112
E-mail：bccai@126.com
·论著·
• 848 • 中华中医药杂志(原中国医药学报)2012年4月第27卷第4期 CJTCMP , April 2012, Vol . 27, No. 4
垂盆草复方具有疏肝健脾，清化湿热之效，是对
急、慢性肝炎肝郁脾虚，湿热雍结证具有十分显著的
治疗作用的临床验方，由垂盆草、柴胡、枳壳，白术
等药味组成。为了更好的应用该复方，发挥其临床
疗效，本文针对其有效部位总黄酮及总皂苷，采用大
孔吸附树脂进行纯化工艺研究，给进一步开发垂盆
草复方制剂打下基础。
星点设计（central composite design，CCD）是近
年来常用集数学和统计学方法于一体的实验设计方
法，可采用非线性数学模型拟合，具有实验精度高、
预测性较好的优点，目前报道多用于制剂成型的处
方筛选和工艺优化[1-2]。本研究采用CCD设计，以效
应面优化法（response surface methodology，RSM）研
究垂盆草复方中总黄酮及总皂苷的大孔吸附树脂纯
化工艺参数，以期优选出一次性过柱，同时纯化2种
有效部位的最佳工艺，也为CCD-RSM方法应用于中
药复方有效部位群的纯化作一探讨。
仪器与试剂
1. 仪器 UV-752型紫外-可见分光光度计（上
海光谱仪器有限公司）；FA1104型电子分析天平（上
海精密科学仪器有限公司）；Statistica 7.0统计软件
（StatSoft，Inc.）。
2. 试剂与试药 芦丁对照品（供含量测定用，批
号：080-9303）、人参皂苷Rb1对照品（供含量测定
用，批号：110704-200921）购自中国药品生物制品检
定所；垂盆、柴胡、枳壳、白术等饮片购于南京海昌
中药饮片有限公司，经南京中医药大学药学院鉴定
教研室鉴定，符合《中华人民共和国药典》2010年版
一部有关规定；D101型大孔树脂（天津海光化工有
限公司）；所用的其他试剂均为分析纯。
方法与结果
1. 上柱药液的制备 按处方比例，称取饮片
960g，加10倍量水煎煮3次，每次1.5h，合并水煮液浓
缩至2g生药/mL，加乙醇至80%沉淀8h后抽滤，滤液旋
蒸至960mL，浓度为1g生药/mL，作为上柱药液母液，
上柱时根据实验设计加蒸馏水稀释得上柱药液。
2. 上柱药液的成分测定
2.1 供试品溶液制备 取5mL上柱药液母液蒸
干，加甲醇溶解后定容到250mL，精密吸取10mL，用
甲醇定容到50mL作为供试品溶液。
2.2 总黄酮含量测定[3-4] 标准曲线的制备：精
密吸取芦丁对照品溶液（0.2708mg/mL）0.07、0.1、
0.2、0.4、0.6、0.7mL至10mL容量瓶中，加5%亚硝酸
钠溶液0.4mL，摇匀，静置6min，加入10%硝酸铝溶
液0.4mL，摇匀，静置6min，再加入4%氢氧化钠溶
液1mL，加水至刻度，摇匀，静置15min；以相应试
剂为空白，在500nm处测定吸光度（Abs），以吸光
度（A）对浓度（C）作标准曲线，求得直线方程为：
A=12.485C-0.024（r=0.9993）。供试品溶液中总黄酮
含量测定：精密吸取供试品溶液2mL，置10mL容量瓶
中，按标准曲线项下操作测定上柱药液母液总黄酮
含量为8.95mg/mL。
总皂苷含量测定[5]：标准曲线方程的确定：精
密吸取人参皂苷Rb1对照品溶液（0.1682mg/mL）
0.2、0.6、1、1.2、1.4、2.5mL，分别置具塞试管中，
80℃以下挥尽甲醇，精密加入5%香草醛－醋酸溶液
0.2mL、高氯酸0.4mL，于60℃水浴中加热15min，取
出冷却至室温后，精密加入冰醋酸5mL，摇匀。以随
行试剂为空白，在550nm处测定吸光度（Abs），以
吸光度（A）对浓度（C）作标准曲线，求得直线方程
为A=14.54C-0.0741（r=0.9994）。供试品溶液中总
皂苷含量测定：精密吸取供试品溶液2.5mL，按标
准曲线项下操作测定上柱药液母液总皂苷含量为
15.24mg/mL。
3. CCD-RSM法优化总黄酮总皂苷纯化工艺 影
响大孔树脂分离纯化效果的因素主要有树脂型号、
上样量、上样速率（吸附流速）、洗脱速率、洗脱溶
剂、洗脱溶剂用量、树脂柱径高比等。经预实验和单
因素考察结果发现，上样药液的浓度、洗脱液乙醇浓
度及洗脱液用量这3个因素对垂盆草复方中总黄酮、
总皂苷的吸附、转移及纯化效果影响比较显著，以单
因素或者正交等实验设计无法获得精准的参数，而
CCD-RSM方法采用非线性数学模型拟合，具有实验
精度高、预测性较好的特点，本研究先以单因素法确
定其他洗脱参数的前提下，采用CCD-RSM法进一步优
化大孔树脂同时纯化该复方2种有效部位的工艺参数。
3.1 单因素考察 经5种大孔树脂的单因素考
察，D101型大孔树脂对垂盆草复方中总黄酮和总皂苷
具有最佳的吸附和洗脱参数。D101型大孔树脂对垂
盆草复方中总黄酮的饱和吸附容量为9.06mg/mL湿
Key words: General flavone; Total saponins; Macroporous absorption resin; Separation and purification; Central
composite design-response surface methodology (CCD-RSM)
Fund assistance: Innovation Project of Jiangsu Province Graduate Education in 2010, Science and Technology
Support Program (Social Development) of Jiangsu Province（No.BE2009681）
• 849 •中华中医药杂志(原中国医药学报)2012年4月第27卷第4期 CJTCMP , April 2012, Vol . 27, No. 4
态树脂，换算为饮片为1.012g/mL湿态树脂；总皂苷
的饱和吸附容量为11.90mg/mL湿态树脂，换算成饮
片为0.78g/mL湿态树脂。考虑到同时纯化黄酮和皂
苷，确定饱和上样量为0.78g/mL（饮片/树脂）。
分离纯化程序为：取适量经预处理的D101大
孔树脂，按径高比1:12装柱，取适当浓度的药液按
0.78g/mL（饮片/树脂）上样，上样速率（吸附流速）确
定为每小时6倍柱体积（body volume，BV），上样后静
置2h，然后以2倍BV的水量洗脱除杂，水洗后，以一
定浓度乙醇洗脱，洗脱速率为每小时3倍BV，收集一
定体积洗脱液后分别测定洗脱液中总黄酮、总皂苷
含量，并计算2者的解吸附率及纯度。
3.2 CCD-RSM考察 取20mL D101大孔树脂，按
照“3.1项”下分离纯化程序装柱，上样，洗脱。考察
上样药液的浓度（X1）、洗脱液乙醇浓度（X2）及洗脱
液用量（X3）对总黄酮解吸附率（Y1H）、总皂苷解吸
附率（Y1Z）及总黄酮纯度（Y2H）、总皂苷纯度（Y2Z）
的影响。
Y1H 、Y1Z及Y2H、Y2Z的计算公式分别为：
%100
0
1
1 ×= ������H
H
H W
W
Y （1）

%100
0
1
1 ×= ������Z
Z
Z W
W
Y （2）
%10012 ×= ������W
W
Y HH
（3）

%10012 ×= �����W
W
Y ZZ
（4）
式中W1H为总黄酮洗脱量（mg）；W0H为总黄酮上
样量（mg）；W1Z为总皂苷洗脱量（mg）；W0Z为总皂苷
上样量（mg）；W为洗脱产物干浸膏量（mg）。
按照CCD设计，每个因素取5个水平，见表1，各
因素极大极小水平值根据预实验结果设立，实验安
排及结果见表2。
单指标的优化可以依据结果直接进行判断，但当
指标超过1个时，指标间往往互相影响，对某一项指标
有利的条件可能不利于另一指标，最终选择条件往往
依据这些指标的综合效应。因此需要引入总评“归一
值”（overall desirability，OD）的概念，每个指标均标准
化为0-1之间的“归一值”，各指标“归一值”求算几
何平均数，得总评“归一值”[1]。公式如下：
OD=（d1d2...dn）1/n，n为指标数 （5）
对取值越大越好的因素，采用Hassan方法进行
数学转换求“归一值”di，公式如下[6]：
di=（yi-ymin）/（ymax-ymin） （6）
其中yi为评价指标，ymax为该评价指标的最大
值，ymin为该评价指标的最小值。计算结果见表2。
表1 因素各水平的代码值和实际操作物理量
自变量
上样药液的浓度X1（mL/g）
洗脱液乙醇浓度X2（%）
洗脱液用量X3（BV）
-1.732
1
10
3
-1
1.845
26.905
4.479
0
3
50
6.5
1
4.155
73.095
8.521
1.732
5
90
10
水平
表2 实验设计和结果
编号
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
11
12
13
14
15
16
17
18
19
20
X1
（mL/g）
1.85
1.85
1.85
1.85
4.16
4.16
4.16
4.16
1.00
5.00
3.00
3.00
3.00
3.00
3.00
3.00
3.00
3.00
3.00
3.00
X2
（%）
26.9
26.9
73.1
73.1
26.9
26.9
73.1
73.1
50.0
50.0
10.0
90.0
50.0
50.0
50.0
50.0
50.0
50.0
50.0
50.0
X3
(BV)
4.48
8.52
4.48
8.52
4.48
8.52
4.48
8.52
6.50
6.50
6.50
6.50
3.00
10.00
6.50
6.50
6.50
6.50
6.50
6.50
水平
Y1H（%）
74.60
76.50
76.11
76.75
73.65
75.11
75.38
76.08
77.79
75.90
74.01
77.21
75.09
74.81
76.55
77.01
77.03
76.89
76.67
76.78
Y2H（%）
30.43
32.27
33.15
34.33
32.11
32.67
33.75
34.03
33.03
33.12
30.18
33.49
31.59
33.48
32.33
32.54
32.42
32.41
32.43
32.33
Y1Z（%）
64.22
66.34
67.13
68.34
66.41
67.36
68.11
68.99
68.76
68.55
64.11
68.01
66.00
68.34
67.43
67.25
67.51
67.42
67.44
67.58
Y2Z（%）
29.01
30.88
31.63
32.78
30.55
31.17
32.21
32.49
31.49
31.63
28.88
31.99
30.15
30.10
29.89
30.13
29.98
29.94
29.88
30.35
OD值
0.057
0.534
0.656
0.898
0
0.536
0.708
0.843
0.813
0.705
0
0.813
0.349
0.496
0.503
0.555
0.542
0.528
0.513
0.569
以总黄酮解吸附率（Y1H）、总黄酮纯度（Y2H）、
总皂苷解吸附率（Y1Z）、总皂苷纯度（Y2Z）及OD值为
应变量，使用Statistica 7.0软件对实验结果进行多元
线性回归和二项式拟合，以相关系数r评定模型的优
度，r值越大，模型拟合情况越好。结果如下。
多元线性回归方程：
Y1H=74.78620-0.43480X1+0.03093X2+ 0.14899X3
（r=0.6967）
Y2H= 28.40325+0.15737X1+0.04179X2+0.25221X3
（r=0.9063）
Y1Z= 61.99893+0.27656X1+0.04637X2+0.32573X3
（r=0.8432）
• 850 • 中华中医药杂志(原中国医药学报)2012年4月第27卷第4期 CJTCMP , April 2012, Vol . 27, No. 4
Y2Z= 27.44066+0.14738X1+0.03985X2+0.13551X3
（r=0.7489）
OD=-0.32449-0 .015178X 1+0 .010471X 2+
0.058068X3（r=0.8859）
二元多项式方程：
Y 1 H= 6 4 . 6 7470 - 0 . 3 2181X 1+ 0 .13 8 59X 2+
2.63329X3-0.03368X12-0.00086X22-0.16571X32+
0.00438X1X2-0.01983X1X3-0.00541X2X3（r=0.9480）
Y 2 H=2 6 . 3 8 912+ 0 . 0 2 379X 1+ 0 .10 62 6X 2+
0.37795X3+0.21809X12-0.00023X22+0.02700X32-
0.00834X1X2-0.11685X1X3-0.00252X2X3（r=0.9817）
Y 1 Z=57. 5 4 741- 0 . 5 0 47 9X 1+ 0 .17 8 3 7X 2+
1.09410X3+0.27882X12-0.00093X22-0.03044X32-
0.00741X1X2-0.08039X1X3-0.00263X2X3（r=0.9724）
Y2Z=29.54971-1.60130X1+0.03195X2+ 0.13146X3
+0.47360X12+0.00048X22+0.03738X32- 0.00721X1X2-
0.11318X1X3-0.00284X2X3（r=0.9436）
OD=-0.924797-0.347641X1+0.028904X 2+
0 . 2 7 0 5 0 6 X 3+ 0 . 0 5 6 0 0 4X 1 2- 0 . 0 0 0 0 8 0X 2 2-
0 .0 09204X 32+0 .0 0 0241X 1X 2-0 .0 02449X 1X 3-
0.001709X2X3（r=0.9733）
由以上方程可知，二次多项式拟合的相关系数
均明显优于多元线性回归方程，应用Statistica 7.0软
件绘制4个指标及OD值的三维效应面图和二维等
高线图，由于三维图只能表示效应对其中2个因素的
关系，为了考察各因素对指标的影响，先固定1个对
应变量影响最小的自变量。在4个二元多项式方程
拟合时可知，上样药液的浓度X1对4个应变量Y及OD
值的影响均较小，OD值方差分析见表3。因此将X1
值设为中值[7]，即上样药液的浓度为3mL/g代入多项
式方程，绘制4个指标Y值及OD值与X2，X3的三维效
应面图和二维等高线图，见图1-图5。
表3 OD值二项式回归模型系数显著性检验表
方差来源
X1
X1
2
X2
X2
2
X3
X3
2
X1 X2
X1 X3
X2 X3
平方和
0.004165
0.087837
0.819038
0.029032
0.192644
0.022241
0.000330
0.000261
0.050856
自由度
1
1
1
1
1
1
1
1
1
均方
0.004165
0.087837
0.819038
0.029032
0.192644
0.022241
0.000330
0.000261
0.050856
F值
0.6095
12.8549
119.8659
4.2488
28.1934
3.2549
0.0484
0.0382
7.4427
P值
0.453067
<0.01
<0.01
0.066247
<0.01
0.101366
0.830377
0.848912
<0.05
76
74
72
70
A
76
74
72
70
68 0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100
X2
2
3
4
5
6
7
8
9
10
11
X
3
B
图1 Y1H（总黄酮解吸附率）对X2和X3的3D效应面图（A）和
等高线图（B）
A
B
35
34
33
32
31
30
29
A
35
34
33
32
31
30
29 0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100
X2
2
3
4
5
6
7
8
9
10
11
X
3
B
图2 Y2H（总黄酮纯度）对X2和X3的3D效应面图（A）和
等高线图（B）
A
B
• 851 •中华中医药杂志(原中国医药学报)2012年4月第27卷第4期 CJTCMP , April 2012, Vol . 27, No. 4
表4 优化条件下各评价指标的预测值和实测值及偏离差
评价指标
总黄酮解吸附率（Y1H）
总黄酮纯度（Y2H）
总皂苷解吸附率（Y1Z）
总皂苷纯度（Y2Z）
预测值
79.91
33.55
68.09
31.69
实测值
78.66
34.03
68.79
31.57
偏差(%)
1.56
-1.43
-1.03
0.38
注：偏差=（预测值-实测值）/预测值×100%。
34
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A
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X2
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X
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B
图4 Y2Z（总皂苷纯度）对X2和X3的3D效应面图（A）和
等高线图（B）
A
B
0.8
0.4
0
-0.4
-0.8
A
0.8
0.4
0
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X2
2
3
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7
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9
10
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X
3
B
图5 OD值对X2和X3的3D效应面图（A）和等高线图（B）
A
B
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A
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X2
2
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X
3
B
图3 Y1Z（总皂苷解吸附率）对X2和X3的3D效应面图（A）和
等高线图（B）
A
B
由以上效应面图直观分析，Y1H（总黄酮解吸附
率）与Y1Z（总皂苷解吸附率）有重叠区域，同样Y2H
（总黄酮纯度）与Y2Z（总皂苷纯度）也有重叠区域，
说明药液一次性通过大孔树脂柱，采用相同的纯化
参数，能够得到2种有效部位的最佳纯化工艺。为
进一步缩小较佳条件的范围，利用将Statistica 7.0软
件分别将Y1H、Y1Z等高线图和Y2H、Y2Z进行叠加，见
图6，同时和OD值等高线图进行比对，得出同时纯
化总黄酮和总皂苷的最优条件范围为：洗脱液乙醇
浓度（X2）为80%~90%，洗脱液用量（X3）7-10BV。
考虑实际可操作性及工业化大生产成本的控制，本
实验得到的最优纯化条件为X1=3mL/g，X2=80%，
X3=7BV。
3.3 优化工艺验证 为了确定建立模型与实验
结果是否相符，通过进一步实验对模型的可靠性进
• 852 • 中华中医药杂志(原中国医药学报)2012年4月第27卷第4期 CJTCMP , April 2012, Vol . 27, No. 4
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B
图6 Y1H、Y1Z等高线叠加图（A）和Y2H、Y2Z等高线叠加图（B）
A
B
行验证。按优化工艺参数进行总黄酮、总皂苷的纯
化，并与预测值比较，结果见表4。将理论预测值与
实测值进行双样本方差分析，表明预测值与实测值
之间没有显著性差异，说明模型预测性良好，可以用
于优化复方中2种有效部位的大孔树脂纯化工艺。
讨论
CCD-RSM法因其具有高精度、模型预测性好的
优点，尤其适合对影响因素比较敏感的指标优化，在国
内外的报道中大多是对制剂成型工艺或处方优选[8]。
中药复方有效部位的大孔树脂纯化效果受到诸多因
素的影响，且这些影响大多数是非线性的，单因素或
者正交设计不能精密预测。
因此本实验以CCD-RSM法，探索性用于中药复
方2种有效部位的纯化工艺考察，并证实了同一工艺
条件下，同时纯化垂盆草复方中总黄酮和总皂苷能够
取得较好的效果，2种有效部位的总纯度达到60%以
上，为进一步开发复方垂盆草有效部位群制剂打下
了基础。该验证实验表明以CCD-RSM法优化最佳纯
化工艺，模型预测性良好，实验设计有较高的可靠
性。优化后的工艺重现性好，稳定可靠，可以推广应
用于工业化大生产。
参 考 文 献
[1] 吴伟,崔光华.星点设计-效应面优化法及其在药学中的应
用.国外医学药学分册,2000,27(5):292-298
WU Wei,CUI Guang-hua.Application of central composite design-
response surface methodology in pharmacy.Foreign Medical
Sciences Section on Pharmacy,2000,27(5):292-298
[2] 周绍春,王志萍,邓家刚,等.星点设计-效应面法优选解酒泡
腾片的提取工艺.中华中医药杂志,2011,26(8):1819-1821
ZHOU Shao-chun,WANG Zhi-ping,DENG Jia-gang,et al.Selection
on optimal extraction of antialcoholism-effervescent tablet by
central composite design-response surface methodology. China
Journal of TCM and Pharmacy,2011,26(8):1819-1821
[3] 贾苒,刘泽荣,付晓泰.垂盆草中总黄酮含量测定方法研究.中
国实用医药,2007,36(2):84-85
JIA Ran,LIU Ze-rong,FU Xiao-tai.A Study on determination of
general flavone in Crude Herba Sedi Sarmentosi.China Practice
Medicine,2007,36(2):84-85
[4] 潘金火,杨建平.垂盆草药材质量控制方法的研究.南京中医
药大学学报,2002,18(2):103-104
PAN Jin-huo,YANG Jian-ping.A study on quality control for Crude
Herba Sedi Sarmentosi.Journal of Nanjing TCM University,2002,18
(2):103-104
[5] 浦锦宝,胡轶娟,梁卫青,等.紫外可见分光光度法测定柴胡中
柴胡总皂苷的含量.医学研究杂志,2008,37(6):98-100
PU Jin-bao,HU Yi-juan,LIANG Wei-qing,et al.UV-visible
spectrophotometric assay for Saikos aponins in Bupleurum
Chinense DC.Journal of Medicine Research,2008,37(6):98-100
[6] Hassan E E,Parish R C,Gallo J M.Optimized formulation of
magnetic chitosan microspheres containing the anticancer
agent,oxantrazole.Pharm Res,1992,9(3):390-397
[7] W Djoudi,F Aissani-Benissad,S Bourouina-Bacha.Optimization of
copper cementation process by iron using central composite design
experiments.Chemical Engineering Journal,2007,133:1-6
[8] 史亚军,吴品江,魏萍.Plackett-Burman设计与星点设计——
效应面法优化山楂总黄酮磷脂复合物制备工艺.中药材,
2010,33(3):437-441
SHI Ya-jun,WU Pin-jiang,WEI Ping.Optimization on preparation
of hawthorn fruit total flavonoids-phospholipid complex using
plackett-burman design,central composite design and response
surface methodology.Journal of Chinese Medicinal Materials,2010,
33(3):437-441
（收稿日期：2011年11月23日）