全 文 ：中草药 Chinese Traditional and Herbal Drugs 第 45 卷 第 13 期 2014 年 7 月 ·1855·
星点设计-效应面法优化鱼腥草挥发油-β-环糊精包合物的制备工艺
李 颖，曾茂贵，郑 笈，王典瑜，游鹏程
福建中医药大学附属第二人民医院，福建 福州 350003
摘 要：目的 优化鱼腥草挥发油-β-环糊精（β-CD）包合物的制备工艺。方法 采用搅拌法制备包合物，以挥发油包合率、
包合物得率和包合物中甲基正壬酮质量分数的综合评分 OD 值为评价指标，在单因素试验基础上采用 3 因素 5 水平星点设计
考察包合时间、包合温度、β-CD 与鱼腥草挥发油投料比对制备工艺的影响，对结果进行多元线性和二项式拟合，效应面法
筛选出最佳包合工艺，进行预测分析和验证试验，并以红外光谱法和顶空固相微萃取-气相色谱-质谱法（HS-SPME-GC-MS）
对包合物进行质量评价。结果 鱼腥草挥发油-β-CD 包合物的最优包合工艺：包合时间 4.8 h、包合温度 62 ℃、β-CD 与鱼腥
草挥发油的质量比为 7.79 1∶ ，挥发油包合率、包合物得率和包合物中甲基正壬酮质量分数预测值与理论值的偏差分别为
1.70%、1.49%、2.22%。结论 星点设计-效应面法适用于鱼腥草挥发油-β-CD 包合物的制备工艺优化，以此方法建立的数学
模型具有良好的预测性。
关键词：鱼腥草挥发油；β-环糊精；包合工艺；星点设计；效应面法
中图分类号：R283.6 文献标志码：A 文章编号：0253 - 2670(2014)13 - 1855 - 08
DOI: 10.7501/j.issn.0253-2670.2014.13.009
Optimization of preparation of volatile oil from Houttuynie Herba-β-cyclodextrin
inclusion complex by central composite design-response surface method
LI Ying, ZENG Mao-gui, ZHENG Ji, WANG Dian-yu, YOU Peng-cheng
The Second People’s Hospital of Fujian University of Traditional Chinese Medicine, Fuzhou 350003, China
Abstract: Objective To optimize the preparation process of volatile oil prepared from the aerial parts of Houttuynia cordata
(Houttuynie Herba, HH)-β-cyclodextrin (β-CD) inclusion complex by central composite design-response surface method. Methods
To prepare the inclusion complex by stiring, with the overall desirability (OD) values of inclusion ratio, yield of the inclusion complex,
and methyl-n-nonyl-ketone content as indexes, the influence of inclusion temperature, inclusion time, and ratio of β-CD-HH
volatile-oil to inclusion process was investigated by response surface method, the results were fitted by multi-linear equation and
second-order polynomial equation, and the optimal inclusion process was predicted according to formulation. The quality of inclusion
complex was evaluated by IR and HS-SPME-GC-MS. Results The optimal inclusion technologies of the HH volatile oil-β-CD
inclusion complex were as follows: inclusion time 4.8 h, inclusion temperature 62 , ℃ and ratio of β-CD-HH volatilel oil 7.79∶1. Bias
of inclusion ratio, yield of the inclusion complex, and methyl-n-nonyl-ketone content between observed and predicted values were
1.70%, 1.49%, and 2.22% respectively. Conclusion Using the central composite design-response surface method to optimize the
preparation of HH volatile oil-β-CD inclusion complex has a good prediction.
Key words: volatile oil prepared from Houttuyniae Herba; β-cyclodextrin; inclusion process; central composite design; response
surface method

鱼腥草 Houttuynie Herba（HH）为三白草科植
物蕺菜 Houttuynia cordata Thunb. 的新鲜全草或干
燥地上部分[1]，味辛性寒，具清热解毒、清肿排脓、
利尿通淋之功效，主要用于肿痈化脓、痰热喘咳、
热痢热淋、痈肿疮毒等。挥发油为鱼腥草的主要成
分[2-3]，常见的提取方法有水蒸气蒸馏法[4]、超临界
CO2 萃取法[5]、顶空固相微萃取法[6]等。甲基正壬酮
是鱼腥草挥发油中量较高且质量稳定的指标性成分，
因此以往相关研究多以甲基正壬酮的量为鱼腥草及
其制剂的质量控制指标[7-8]。

收稿日期：2014-02-26
作者简介：李 颖（1983—），女，硕士，主管中药师，研究方向为中药制剂与质量标准研究。
Tel: 13950483933 E-mail: liying830221@163.com
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鱼腥草挥发油直接使用稳定性差，生物利用度
低，并具有一定的刺激性，临床应用存在局限。为
了增加鱼腥草挥发油的溶解度和溶出速率，提高其
制剂的稳定性，减少刺激性，改善不良气味及拓宽
剂型，本实验采用超临界 CO2 萃取法提取鲜鱼腥草
挥发油，制备 β-环糊精（β-CD）包合物，并对包合
物的制备工艺进行考察。
近年来国内多采取正交设计或均匀设计法优化
中药的制备工艺，这 2 种方法采用线性数学模型，
虽相对简便、试验次数较少，但精度不高。星点设
计 -效应面法（ central composite design-response
surface method，CCD-RSM）[9]作为一种新型的试验
设计方法，具有试验次数少、精度高、预测值接近
真实值等优点，其应用愈加广泛。因此，本实验运
用 CCD 优化鱼腥草挥发油-β-CD 包合物的制备工
艺，最后通过红外光谱（IR）法和顶空固相微萃取-
气相色谱-质谱（HS-SPME-GC-MS）法评价包合效
果，表征包合物。
1 仪器与材料
Thermo Polaris Q 气相色谱-质谱联用仪，美国
Thermo-Finnegan 公司；Agilent 6890N 型气相色谱
仪，美国安捷伦公司；HP-5 MS 毛细管色谱柱，30
m×0.25 mm，0.25 μm，日本岛津公司；DB-1 毛细
管色谱柱，30 m×0.25 mm，0.25 μm，大连依利特
分析仪器有限公司；HA120—50—06 型超临界萃取
装置，江苏南通华安超临界萃取有限公司；SPME
萃取手柄；聚二甲基硅氧烷（PDMS，100 μm）萃
取头；15 mL 带聚四氟乙烯瓶塞的顶空取样瓶，美
国 Supelco 公司；CP225D 型分析天平、BS423S 型
分析天平，北京赛多利斯仪器系统有限公司；6202
型高速粉碎机，北京燕山正德机械设备有限公司；
601 数显超级恒温水浴，江苏金坛市华欧实验仪器
厂；LR—5 型磁力搅拌器，无锡市佳诺精细化工设
备厂；DZF1.0 型真空干燥箱，上海长源实验仪器设
备厂。
甲基正壬酮对照品（批号 110834-200502）、正
十五烷（供定量测定内标用，批号 111677-200401），
购自中国食品药品检定研究院；β-CD，国药集团化
学试剂有限公司；鲜鱼腥草采自福建建阳鱼腥草
GAP 研究及标准化生产示范基地，原植物由福建省
药品检验所金铭副主任药师鉴定，为三白草科蕺菜
属蕺菜 Houttuynia cordata Thunb.；其他试剂、试药
均为分析纯；实验用水为纯化水。
2 方法与结果
2.1 鱼腥草挥发油的制备[10]
取鲜鱼腥草粗粉 120 g（20 目），装入萃取釜内，
待制冷装置与萃取釜和 2 个分离釜加热装置正常工
作后，打开压缩泵加压至所需压力，调整 CO2 流量，
循环萃取。萃取压力 20 MPa，萃取温度 45 ℃；分
离釜压力 6 MPa，分离釜 I 温度为 40 ℃，分离釜
II 温度为 35 ℃；CO2 流体流量 35 L/h，萃取 2 h 后
从分离釜出料，得黄绿色浓稠油状萃取物，有特异
鱼腥味。
2.2 包合物的制备
将适量 β-CD 粉末溶于水中，加热溶解制成
β-CD 饱和水溶液，置规定温度的恒温水浴中，再用
注射器缓慢滴入鱼腥草挥发油，采用电动搅拌器以
1 500 r/min 的转速搅拌至规定时间，取出，放入冰
箱中冷藏 24 h，抽滤，用少量无水乙醇洗涤滤饼，
置真空干燥箱中 40 ℃恒温真空干燥 24 h，即得黄
白色鱼腥草挥发油-β-CD 包合物粉末。
2.3 顶空固相微萃取-气相色谱（HS-SPME-GC）
法测定包合物中甲基正壬酮[11]
2.3.1 色谱条件 经实验研究结合以往文献报道，
采用下列色谱条件分离效果最佳：色谱柱 DB-1 毛
细管柱（30 m×0.25 mm，0.25 μm）；载气：高纯氮
（体积分数≥99.999%）；柱温 130 ℃；不分流进样，
进样口温度 200 ℃；FID 检测器，温度 200 ℃；体
积流量 1.0 mL/min。
2.3.2 HS-SPME 条件 待测溶液置 20 mL 带聚四
氟乙烯瓶塞的顶空取样瓶中，经超级恒温水浴加热
至 55 ℃，预平衡 40 min，使用聚二甲基硅氧烷
（PDMS，100 μm）固相微萃取头顶空萃取 40 min
（55 ℃）。
2.4 HS-SPME-GC-MS 法测定条件
2.4.1 色谱条件 色谱柱 HP-5 MS 毛细管色谱柱
（30 m×0.25 mm，0.25 μm）；载气为氦气；进样口
温度 250 ℃；升温程序：初始温度 60 ℃，保持 5
min，以 6 ℃/min 升温至 240 ℃；恒流模式，体积
流量 0.8 mL/min，不分流。
2.4.2 质谱条件 电子轰击（EI）离子源；电子能
量 70 eV；离子阱温度 230 ℃；质量扫描范围 m/z
30～500。质谱数据运用NIST98标准谱库进行检索。
2.4.3 HS-SPME 条件 参照“2.3.2”项。
2.5 考察指标
2.5.1 挥发油包合率（Y1） 鱼腥草挥发油的包封
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效果是包合工艺筛选所需考察的的主要指标之一，
权重系数定为 0.4。
Y1＝包合物中挥发油的质量 / 投入挥发油的质量
2.5.2 包合物得率（Y2） 鱼腥草挥发油-β-CD 包
合物得率是评价包合效果的另一个重要指标，权重
系数设为 0.4。
Y2＝干燥包合物的质量 / (β-CD的质量＋挥发油的质量)
2.5.3 包合物中甲基正壬酮的量（Y3） 甲基正壬
酮是鱼腥草的主要有效成分，β-CD 对该成分的包合
效果也会直接影响包合物的质量，因此将甲基正壬
酮的量纳入评价体系，权重系数设为 0.2。
2.5.4 评价指标 以 Y1、Y2、Y3 一同作为评价指标，
3 个评价指标的权重设定计算公式：OD＝0.4×
(Y1/Y1max)＋0.4×(Y2/Y2max)＋0.2×(Y3/Y3max)
2.5.5 测定法 鱼腥草挥发油-β-CD 包合物中甲基
正壬酮按“2.3”项下方法检测；鱼腥草挥发油采用
《中国药典》2010 版一部附录 XD 项下挥发油测定
法回收并测定。
2.6 包合工艺的优化
2.6.1 单因素试验 影响 Y1、Y2 和 Y3 的主要因素
有包合时间、包合温度、主客分子的投料比例和搅
拌速度等。通过预试验结果证明，将搅拌速度控制
在 1 000～2 000 r/min 时，其大小波动导致考察指标
的变化基本保持在±5%以内，且均能成功制得鱼腥
草挥发油-β-CD 包合物，因此搅拌速度不纳入本研
究包合工艺参数考量范围，仅对包合时间、包合温
度、主客分子投料比 3 个因素进行优化即可。采取
单因素试验，固定其中 2 个因素，考察第 3 个因素
对 OD 值的影响，以确定各因素的取值水平。
（1）包合时间考察：准确称取鱼腥草挥发油 5
份，按“2.2”项下包合物制备方法操作，设定包合
温度 60 ℃，挥发油与 β-CD 的质量比为 1∶6，分
别考察包合 1、2、3、4、5 h 的 OD 值，各考察指
标测定结果见表 1。结果表明，搅拌 4 h 后，随着时
间的延长，包合物各指标基本稳定，因此选定包合
4 h 为中心点。
（2）包合温度考察：准确称取鱼腥草挥发油 5
份，按“2.2”项下包合物制备方法操作，设定包合
时间 4 h，挥发油与 β-CD 的质量比为 1∶6，分别考
察温度 40、50、60、70、80 ℃的 OD 值，各考察
指标测定结果见表 2。结果显示，包合温度为 60 ℃
时效果最理想，之后随着温度的升高，虽然包合物
的得率有上升，但挥发油包合率和包合物中甲基正
表 1 包合时间对包合效果的影响
Table 1 Effect of inclusion time
包合时间 / h Y1 / % Y2 / % Y3 / (μg·g−1) OD / %
1 62.17 50.61 1.17 80.73
2 69.44 53.50 1.21 86.79
3 73.02 59.63 1.34 94.42
4 75.17 62.62 1.28 96.36
5 80.39 56.95 1.26 95.18

表 2 包合温度对包合效果的影响
Table 2 Effect of inclusion temperature
包合温度 / ℃ Y1 / % Y2 / % Y3 / (μg·g−1) OD / %
40 72.44 52.26 1.28 84.63
50 77.94 51.05 1.36 87.79
60 81.99 63.03 1.27 95.42
70 73.10 66.84 1.21 92.43
80 68.73 68.61 1.12 90.00

壬酮的量均下降明显，导致 OD 值有所下降，综合
考虑各指标，选定 60 ℃为温度的中心点。
（3）主客分子投料比考察：准确称取鱼腥草挥
发油 5 份，按“2.2”项下包合物制备方法操作，设
定在温度 60 ℃下包合 4 h，分别考察挥发油与 β-CD
不同质量比情况下的 OD 值，各考察指标测定结果
见表 3。结果表明，挥发油与 β-CD 的投料比 1∶7
时包合效果最佳，因此选定挥发油与 β-CD 的投料
比 1∶7 为中心点。
2.6.2 CCD 优化鱼腥草挥发油-β-CD 包合工艺
（1）试验设计：以单因素试验结果为依据，进
一步采用 CCD 优化包合工艺。设定包合时间（A）、
包合温度（B）和主客分子投料比（C）3 个因素，
各因素根据星点设计原理分别设 5 水平，分别用代
码−α、−1、0、1、α表示（3 因素星点设计 α＝1.682）。
试验因素水平见表 4。以 Y1、Y2、Y3 的 OD 值为考
察指标，采用 CCD 优化 β-CD 包合条件，试验安排
及结果见表 4。

表 3 主客分子投料比对包合效果的影响
Table 3 Effect of ratio of β-CD-HH volatile oil on inclusion
主客分子投料比 Y1 / % Y2 / % Y3 / (μg·g−1) OD / %
1∶4 59.66 54.08 1.97 81.32
1∶5 71.74 56.41 1.60 84.95
1∶6 71.12 63.66 1.36 86.43
1∶7 77.15 68.63 1.15 90.21
1∶8 80.09 68.50 1.00 90.08
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表 4 鱼腥草挥发油-β-CD 包合工艺星点设计安排与试验结果
Table 4 Central composite design and results of preparation technology of HH volatile oil-β-CD inclusion complex
试验号 A / h B / ℃ C Y1 / % Y2 / % Y3 / (μg·g−1) OD / %
1 4 (0) 60 (0) 1∶7 (0) 78.41 61.66 1.27 92.32
2 4 (0) 43.18 (−1.682) 1∶7 (0) 73.50 58.28 1.33 88.87
3 5.68 (1.682) 60 (0) 1∶7 (0) 81.06 62.00 1.39 95.51
4 4 (0) 60 (0) 1∶7 (0) 76.09 66.17 1.21 93.09
5 4 (0) 60 (0) 1∶7 (0) 79.22 63.69 1.30 94.36
6 3 (−1) 70 (1) 1∶8 (1) 71.83 51.14 1.16 81.29
7 3 (−1) 70 (1) 1∶6 (−1) 69.99 45.02 1.12 76.15
8 4 (0) 60 (0) 1∶5.32 (−1.682) 74.17 55.51 1.20 85.61
9 5 (1) 70 (1) 1∶8 (1) 85.91 52.33 1.37 91.63
10 3 (−1) 50 (−1) 1∶6 (−1) 59.43 49.78 1.09 73.68
11 4 (0) 60 (0) 1∶8.68 (1.682) 80.75 65.06 1.36 96.78
12 3 (−1) 50 (−1) 1∶8 (1) 64.03 48.49 1.11 75.33
13 4 (0) 76.82 (1.682) 1∶7 (0) 75.69 53.55 1.04 82.80
14 4 (0) 60 (0) 1∶7 (0) 78.37 64.85 1.27 94.23
15 5 (1) 50 (−1) 1∶8 (1) 69.53 62.41 1.15 86.89
16 5 (1) 50 (−1) 1∶6 (−1) 64.04 51.96 1.22 79.04
17 2.32 (−1.682) 60 (0) 1∶7 (0) 72.11 56.69 1.19 85.22
18 4 (0) 60 (0) 1∶7 (0) 77.90 65.22 1.30 94.67
19 4 (0) 60 (0) 1∶7 (0) 79.38 63.80 1.28 94.21
20 5 (1) 70 (1) 1∶6 (−1) 73.05 50.57 1.11 80.79

（2）模型拟合与方差分析：利用 Design-Expert
8.0.6.1 统计软件对表 4 数据分别进行多元线性回归
和二项式拟合，并获得 OD 值对自变量 A、B、C
的多元线性回归方程、二项式拟合方程和三项式拟
合方程。
多元线性回归拟合方程：Y1＝22.615＋3.098 A＋
0.347 B＋2.626 C，P＝0.013，r＝0.694；Y2＝
40.598＋2.326 A＋0.246 B＋0.158 C，P＝0.248，
r＝0.471；Y3＝0.881＋0.052 A－2.180×10−3 B－
0.038 C，P＝0.098，r＝0.563；OD＝49.263＋3.530
A＋0.027 B＋3.168 C，P＝0.122，r＝0.545。
二项式拟合方程：Y1＝−90.705＋2.797 A＋
2.746 B＋15.820 C－0.088 AB＋1.489 AC＋0.058
BC－1.924 A2－0.026 B2－1.615 C2，P＝0.015，r＝
0.895；Y2＝−306.124＋28.031 A＋5.649 B＋39.040
C－0.117 AB＋0.923 AC－0.016 BC－3.143 A2－
0.044 B2－2.810 C2，P＝0.027，r＝0.917；Y3＝
0.665＋5.769×10−3 A＋0.024 B－0.082 C＋3.750×
10−4 AB＋0.016 AC＋4.375×10−3 BC－0.011 A2－
4.841×10−4 B2－0.015 C2，P＝0.054，r＝0.936；
OD＝−201.730＋16.420 A＋4.858 B－28.077 C－
0.012 AB＋1.613 AC＋0.094 BC－2.934 A2－0.045
B2－2.641 C2，P＝0.037，r＝0.930。
三项式拟合方程：Y1＝78.43＋2.66 A＋0.65 B＋
1.96 C＋0.88 AB＋1.49 AC＋0.58 BC－1.92 A2－
2.63 B2－1.61 C2＋1.27 ABC＋4.82 A2B＋1.14 A2C＋
0.75 AB2，P＝0.160，r＝0.912；Y2＝64.45＋1.58 A－
1.41 B＋2.84 C－1.17 AB＋0.92 AC－0.16 BC－
3.14 A2－4.36 B2－2.81 C2－2.01 ABC－0.29 A2B－
0.71 A2C＋1.28 AB2，P＝0.193，r＝0.903；Y3＝
1.27＋0.059 A－0.086 B＋0.048 C＋3.750×10−3 AB＋
0.016 AC＋0.044 BC－0.011 A2－0.048 B2－0.015
C2－0.039 ABC＋0.11 A2B－0.016 A2C－0.013 AB2，
P＝0.108，r＝0.926；OD＝94.08＋3.06 A－1.81 B＋
3.32 C－0.12 AB＋1.61 AC＋0.94 BC－2.93 A2－
4.53 B2－2.64 C2－0.19 ABC＋3.55 A2B－0.26 A2C＋
0.80 AB2，P＝0.250，r＝0.890。
通过 P 值大小及相关系数（r）判定以上回归方
程的拟合情况。多元线性回归拟合方程的概率 P＞
0.05，表明建立的模型不具显著性，r 较低，表示自
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变量与因变量之间的线性相关性较差，多元线性回
归拟合度不佳，预测性较差，因此该数学模型不适
合。同理，三项式拟合方程也不适合。而以二项式
拟合后，P＜0.05，方程 r 为 0.930，表明该模型拟
合效果最好。由二项式拟合方程可知影响 OD 值的
因素主次顺序为主客分子投料比＞包合时间＞包合
温度。采用 ANOVA 分析效应面的回归参数，方差
分析结果见表 5。

表 5 回归模型方差分析
Table 5 Analysis of variance for regression model
变异来源 平方和 自由度 F 值 P 值 变异来源 平方和 自由度 F 值 P 值
模型 778.68 9 3.34 0.037 1* A2 124.07 1 4.78 0.053 6
A 170.16 1 6.56 0.028 3* B2 296.01 1 11.41 0.007 0**
B 0.99 1 0.038 0.849 0 C2 100.49 1 3.87 0.077 4
C 137.07 1 5.28 0.044 4* 残差 259.43 10
AB 0.11 1 4.257×10−3 0.949 3 失拟项 255.32 5 62.10 0.250 1
AC 20.80 1 0.80 0.391 6 纯误差 4.11 5
BC 6.99 1 0.27 0.614 9 总和 1 038.11 19
**P＜0.01 为极显著；*P＜0.05 为显著
**P < 0.01 is very significant; **P < 0.05 is significant

方差分析结果显示，该二项式拟合模型 F 值为
3.34，概率 P＜0.05，表明模型具有显著性；确定系
数 Radj2 为 0.864 3，说明方程的因变量与全体自变量
之间的线性关系是显著的，响应值的变化有 86.43%
是来源于本实验所选的自变量。模型的变异系数为
1.84%，说明该模型的精密度良好。同时，方程的
失拟项 F 值为 0.250 1，概率 P＞0.05，表示失拟项
不显著，回归方程在整个回归区域内的拟合情况良
好，可用该回归模型代替真实试验点对结果进行分
析。由表 6 可知，对响应值作用显著性顺序依次为
A＞C＞B，交互项 AB、AC、BC 的对指标影响不
显著，二次项 A2、C2 影响不显著，而二次项 B2对
OD 值的影响极显著，从而印证了该挥发油包合模
型中各因素对考察指标 OD 的影响不是简单的线性
关系。
（3）等高线图和效应面图分析：各自变量间的
三维效应曲面图见图 1。
根据 Design-Expert 8.0.6.1 软件对试验结果进
行系统分析，得出鱼腥草挥发油-β-CD 最佳包合工
艺参数：包合时间 4.78 h、包合温度 61.55 ℃、β-CD
与鱼腥草挥发油投料比为 7.79∶1。预测在此工艺下
提取所得鱼腥草挥发油-β-CD 包合物的挥发油包合
率为 82.39%，包合物得率为 64.22%，包合物中甲
基正壬酮的量为 1.35 μg/g，OD 值为 96.93%。根据
实际生产条件对工艺参数进行修正，得到鱼腥草挥
发油-β-CD 的最终包合工艺条件为：包合时间 4.8 h、
包合温度 62 ℃、β-CD 与鱼腥草挥发油投料比为
7.79∶1。
2.7 工艺验证试验
按照以上优化的条件进行平行 3 组包合验证试
验，结果见表 6。表 6 显示，实际包合试验所得成
品的挥发油包合率与预测值相差 1.70%，包合物得

图 1 因素 A、B、C 对 OD 值的三维效应面及等高线的影响
Fig. 1 Effects of factors A, B, and C on 3D-response surface and contour map of OD values
98
90
82
O
D
/
%

98
90
82
98
82
90
65
55 3.5
4.5
B / ℃
O
D
/
%

O
D
/
%

A / h
1∶7.5
1∶6.5C A / h
1∶7.5
1∶6.5 C B / ℃
4.5
3.5
65
55
中草药 Chinese Traditional and Herbal Drugs 第 45 卷 第 13 期 2014 年 7 月 ·1860·
率与预测值相差 1.49%，包合物中甲基正壬酮量与
预测值相差 2.22%。结果表明，基于 CCD 所得的包
合工艺参数准确可靠。
表 6 包合验证试验结果
Table 6 Results of inclusion verification test
试验号 Y1 / % Y2 / % Y3 / (μg·g−1)
1 80.61 64.03 1.33
2 81.44 62.75 1.30
3 80.97 62.99 1.34
平均值 81.01 63.26 1.32
2.8 鱼腥草挥发油-β-CD 包合物的质量评价
2.8.1 IR 法 分辨率：4 cm−1，扫描速度：0.632 9
cm−1/s，光圈：100 μm×100 μm，光谱范围：4 000～
400 cm−1，速据点间隔：3.857 cm−1。
依次取鱼腥草挥发油 0.05 mL、β-CD 0.5 g、鱼
腥草挥发油-β-CD 包合物（0.5 g）、鱼腥草挥发油与
β-CD 的混合物（含鱼腥草挥发油 0.05 mL，β-CD 0.5
g）样品各 1 份，采用 KBr 压片法，按照以上光谱
条件分别对 4 种不同样品红外区间吸收峰的变化进
行分析，结果见图 2。




图 2 鱼腥草挥发油 (a)、β-CD (b)、鱼腥草挥发油与 β-CD 混合物 (c) 和鱼腥草挥发油-β-CD 包合物 (d)
4 种供试品的 IR 图
Fig. 2 IR spectra of different test articles from HH volatile oil (a), β-CD (b), mixture of HH volatile oil
and β-CD (c), and HH volatile oil-β-CD inclusion complex (d)

以 β-CD 包合鱼腥草挥发油，若包合物未形成，
则基本为两者的混合物 IR 图形，主要呈现两者光谱
的叠加，若包合物已形成，则挥发油分子的红外振
动受到限制，整个包合物主要应呈现 β-CD 的 IR 图
形。利用这种性质，可以判断 β-CD 包合成功与否。
由图 2 可见，鱼腥草挥发油在 1 000～2 000 cm−1 具
特征吸收峰，而在鱼腥草挥发油-β-CD 包合物中这
些吸收峰已经消失或明显减弱，较二者的物理混合
物的峰数明显减少，表明包合物已经形成。
2.8.2 HS-SPME-GC-MS 法 按“2.4”项提取、分
离，采用 HS-SPME-GC-MS 法分别对鱼腥草挥发油
和鱼腥草挥发油-β-CD 包合物进行分析，HS-SPME-
GC-MS 总离子流图见图 3。包合前后图谱以中药色
谱指纹图谱相似度评价系统 2004 年 A 版（国家药
典委员会）进行相似度评判，二者相似度为 0.935，
表明鱼腥草挥发油经β-CD包合前后的GC-MS图谱
的整体相似度高。
3 讨论
综观国内文献报道的鱼腥草药材相关的 β-CD
包合物工艺研究：魏世超等[12]直接用鱼腥草素单体
同 β-CD 以研磨法制备包合物，并通过测定原料及
包合成品的溶解度、溶出速度，比较二者的 X 射线
衍射图谱、紫外吸收光谱变化及其在水中溶解稳定
性来评价包合效果；徐淑媛等[13]用水蒸气蒸馏法提
a b
c d
4 000 3 000 2 000 1 000 4 000 3 000 2 000 1 000
ν / cm−1
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图 3 鱼腥草挥发油包合前 (a)、后 (b) HS-SPME-GC-MS 总离子流图
Fig. 3 Total ion chromatorgraphy of HH volatile oil on HS-SPME-GC-MS before (a) and after (b) inclusion

取鲜鱼腥草的挥发油，通过正交设计优化搅拌法的
包合工艺参数，设定挥发油包合率为单一考察指标；
何茹等[14]用相同的提取和正交试验方法优化鱼腥
草-β-CD 包合工艺，以挥发油的保留率为指标，并
通过薄层色谱法验证包合物的形成。以上研究均采
用传统方法提取鱼腥草挥发油，操作繁琐，产率较
低；以正交设计优化包合工艺，优点是试验次数少，
执行较为简便，能够较为全面的考察多个因素水平，
最终筛选出影响指标的显著因素并给出最佳因素水
平组合，缺点是该方法采用线性模型，只能处理离
散的水平值，无法找出整个区域上因素的最佳组合
和响应值，与实际情况可能存在偏差[15]。
CCD 用多项式近似把试验所考察的因素与考
察指标的关系函数化，从而在效应面内找到因素和
响应值之间的函数表达式即回归方程，最终得到整
个区域上因素的最佳组合和响应值的最优值[16]，在
试验条件寻优过程中，不是只对孤立的试验点进行
考察，而是可以对连续的试验水平进行分析，其优
点是试验精度高，具有更好的预测性。在实际操作
中需要注意的是：首先，效应面分析的前提是预先
通过单因素试验来预测所考察因素的最佳试验水
平，根据最佳水平来设定试验的中心点，如果中心
点选取不当，效应面优化也无法得到精准的结果；
其次，星点设计-效应面法需注意水平的选择，一般
以设定 2～5 个试验水平较为适宜，若水平数超出此
范围将导致试验次数过多，难以执行。
本研究采用超临界CO2萃取法提取鲜鱼腥草挥
发油，仪器简单，操作简便；制得的包合物以 HS-
SPME-GC-MS 法测定甲基正壬酮的量，操作时将萃
取头置供试品上方的蒸气相中萃取、吸附组分，首
先，HS-SPME 法能消除静态水层对萃取的影响而使
被测物的分散能力大大提高；第二，避免将水蒸气
带入色谱柱，延长柱的使用寿命；第三，能使 SPME
技术应用到组成较为复杂的样本中去，更适于分析
气态、液态和固态样品中的挥发性成分。近年来，
HS-SPME 在中药分析领域的应用研究渐增，积累了
较成熟的实践经验，证明其在中药成分分析领域具
有独特的优势和可行性。
本研究引入综合评分的概念，以挥发油包合率、
包合物的收得率、包合物中指标成分的量三者一同
作为评价指标，在数理统计时根据各指标重要程度
给予各自的权重，归一化为综合得分进行比较，使
最终的优化结果既能体现包合工艺整体的可行性，
又能反映包合物中药效成分的保留效果，同时还能
够将不同考察范围的指标转变成一个数值，从而预
测出最优工艺条件下各因素的取值。
鱼腥草挥发油包合前后HS-SPME-GC-MS图谱
中，本实验以出峰时间居中、相对质量分数较大且
较稳定的鱼腥草素为参照，将鱼腥草注射液中挥发
油 HS-SPME-GC-MS 总离子流图划分为前、后 2 个
部分，出峰时间在鱼腥草素之前的成分（包括鱼腥
草素）为易挥发及中等挥发性成分，而出峰时间在
鱼腥草素之后的成分为挥发性较弱成分。由色谱图
可以直观地看出，包合前中强挥发性成分所占比例
较大，经 β-CD 包合过程后，出峰时间在 18 min 之
后的弱挥发性成分占绝大多数，而中强挥发性成分
的含量下降明显。提示包合工艺过程时间较长，温
度较高，对鱼腥草挥发油中所含挥发性较强的成分
造成了一定程度的破坏。
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a
0 5 10 15 20 25 30 35 0 5 10 15 20 25 30 35
t / min
b
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