全 文 ： 综合考虑产物得率和取代度的情况, 试剂配比
对产物得率的影响较大, 故选择试剂配比为 1 6,
时间对取代度的影响较大, 选择反应时间 3 h, 温度
对二者影响都不明显, 由于高温会对多糖结构产生
影响,故选择反应温度为 80 。
2 7 验证试验结果: 在反应温度 80 、试剂配比
16、反应时间 3 h的最佳条件下,进行 3 次酯化操
作,获得的 3个 sCPPS 的得率分别为 171%、165%、
168% ,取代度分别为 1 42、1 75、1 63,与正交试验结
果的差异不显著,说明此条件为最佳修饰条件。
3 讨论
多糖硫酸酯化的方法很多,一般吡喃型多糖采
用Wolfrom[ 6] 方法, 呋喃型采用 Nagasaw a 方法。
常用方法包括浓硫酸法、三氧化硫-吡啶法、氯磺酸-
吡啶法、氯磺酸-甲酰胺法等。氯磺酸-吡啶法是在
无水环境吡啶中,利用氯磺酸中的磺酸根取代单糖
残基上一个或若干羟基上的氢得到硫酸酯多糖。党
参多糖为吡喃型多糖, 所以采用氯磺酸-吡啶法修
饰,此方法相对简单,取代度高,产物回收方便 [ 8]。
由于反应温度、试剂配比和反应时间对多糖的
硫酸化修饰有显著影响, 本研究用正交试验优选出
党参多糖硫酸化修饰的最佳条件, 反应温度 80 ,
氯磺酸-吡啶配比为 1 6,反应时间为 3 h。反应温
度为 80 时,取代度最高、产物得率较高,若再升高
温度可能使多糖结构破坏。有人研究了香菇多糖的
硫酸化修饰,证明温度达到 90 时产物收率急剧下
降[ 9] 。本实验发现,试剂配比在 1 4 时, 氯磺酸-吡
啶盐出现板结,搅拌困难,使产物得率和取代度都较
低,这与卢宇等[ 9]的报道一致。反应时间长,多糖与
酯化试剂充分接触反应越完全, 可使取代度升高。
综合考虑 3个因素,因此选择了适中反应温度、试剂
配比和较长的反应时间。同时, 验证试验也证明了
选择的条件是最佳条件。
参考文献:
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Box-Behnken设计-效应面法优化木犀草素--环糊精包合物的
制备工艺研究
伍永富1 ,吴品江2 , 魏 萍2 , 吴大章3*
( 1 太极集团重庆涪陵制药厂有限公司,重庆 408000; 2 成都中医药大学,四川 成都 611137;
3 太极集团重庆桐君阁药厂,重庆 400066)
摘 要:目的 优化木犀草素--环糊精包合物的制备工艺。方法 采用饱和水溶液法包合木犀草素,以包合率、收
率和总评 归一值为评价指标,采用 Box- Behnken 设计考察-环糊精-木犀草素投料比例、包合时间、包合温度对制
备工艺的影响,对结果进行多元线性和二项式拟合, 效应面法选取最佳工艺条件进行预测分析。结果 从相关系
数上看,各项指标二项式拟合方程均优于多元线性回归方程, 根据优化制备工艺制得木犀草素--环糊精包合物的
平均包合率为 75% , 收率为66% 。结论 优化的木犀草素--环糊精包合物制备工艺稳定可行,包合率和收率同时
都高,可用于生产。
关键词:木犀草素;-环糊精包合物; Box- Behnken 设计;效应面法
1094 中草药 Chinese Traditional and Herbal Drugs 第 41 卷第 7 期 2010 年 7 月
* 收稿日期: 2009- 09-21 作者简介:伍永富( 1974 ) ,男(土家族) ,重庆黔江人,制药工程师,硕士研究生,从事中药生产新技术和新剂型研究。
T el: ( 023) 72801079 E-mail: f ive1975@ 126 com
* 通讯作者 吴大章 E- mail : 271241334@ qq com
中图分类号: R286 02 文献标识码: A 文章编号: 0253- 2670( 2010) 07- 1094- 06
Optimization of preparation for cyanidenon--cyclodextrin inclusion compound
by Box-Behnken design and response surface method
WU Yong- fu
1
, WU Pin- jiang
2
, WEI Ping
2
, WU Da-zhang
3
( 1 Chongqing Fuling Pharmaceuticals Co. L td. , T a iji Group, Chongqing 408000, China; 2 Chengdu U niversit y
of T r aditional Chinese M edicine, Chengdu 611137, China; 3 Chongqing T ongjunge
Pharmaceutical Factor y Co. , L td. , T aiji G roup, Chongqing 400066, China)
Abstract: Objective To optim ize the formulat ion of cyanidenon-- cyclodex t rin inclusion compound
Methods Cyanidenon-- cyclodex t rin inclusion com pound w as pr epared by saturated w ater solution meth-
od The effects of influence factors, such as ingredient proport ion, inclusion t ime, inclusion temperature
on inclusion rate, obtaining rate, and overall desirability w ere invest igated by using Box-Behnken design
and response surface method T he data w ere imitated using mult-i linear equation and second-order polyno-
m ial equat ion Results T he latter w as prior to the for mer considering f rom m ult iple corr elat ion coeff-i
cients Under the opt imal condit ions, inclusion rate and y ield w ere 75% and 66%, respectiv ely Conclu-
sion The opt imized preparat ion technique fo r cy anidenon--cyclodext rin inclusion compound is stable, fea-
sible, and has high inclusion r ate It can be used for the pr oduct ion of cyanidenon--cyclodext rin inclusion
com pound
Key words: cyanidenon; -cyclodex t rin; Box-Behnken design; response surface method
木犀草素具有止咳、祛痰、抗癌、消炎等功效, 但
在水中的溶解度较小[ 1, 2] 。-环糊精可选择性地与
多种芳香化合物形成环糊精包合物,它的包合作用
在增加药物的溶解度、稳定性、掩盖药物的臭味等方
面具有良好效果 [ 3]。将木犀草素制成 -环糊精包合
物后,能改善药物溶解度,提高生物利用度。本实验
采用正交实验法优选了木犀草素的环糊精的包合工
艺,并对影响包合过程的热力学因素进行了探讨。
采用 Box-Behnken设计实验, 并以非线性数学模型
拟合,复相关系数高, 此种方法应用已成熟, 与国内
经常采用的均匀设计和正交设计相比具有精度高,
预测性好、简便、直观等优点[ 4]。
1 仪器与材料
SH Z DIII型循环水式真空泵 (浙江黄岩求精
真空泵厂) ; 79H W 1 型恒温磁力搅拌器 (江苏金
坛市金城国胜实验仪器厂) ; BP61型 Sartorius电子
分析天平(上海精科仪器厂) ; 木犀草素提取物(自
制,质量分数> 90% ) ;-环糊精(北京奥博星生物技
术责 任 有 限 公 司, 质 量 分 数 > 98% , 批 号
20010412) ;水、乙醇等其余试剂均为分析纯。
2 方法与结果
2 1 木犀草素--环糊精包合物的制备: 将 -环糊
精溶于适量水中,搅拌加热使其全部溶解,将溶解在
少量无水乙醇中的木犀草素缓缓滴入已冷却的-环
糊精水溶液中,在设定温度下,在规定时间内连续磁
力搅拌后,减压抽滤,分别用温蒸馏水和无水乙醇洗
涤,真空干燥,得到棕色晶状固体包合物。
2 2 分析方法的建立
2 2 1 标准曲线的绘制:精密称定木犀草素对照品
3 mg 置于 10 mL 量瓶中,加 40%甲醇溶液溶解,并
稀释至刻度, 作为储备液;然后分别精密吸取木犀草
对照品储备液 0 1、0 2、0 3、0 4、0 5、0 7、0 9 mL
于 10 m L 量瓶中, 用 40%甲醇稀释至刻度, 质量浓
度为 3、6、9、12、15、21、27 g/ m L 系列木犀草素对
照品溶液,用 40%甲醇作为空白,在 354 nm 处分别
测定吸光度。以木犀草素质量浓度为横坐标,吸光
度为纵坐标, 作图并进行线性回归,得回归方程 Y=
0 034 8 X + 0 006 9, R2= 0 998 5,结果表明木犀草
素在 3~ 27 g / mL 与吸光度线性关系良好。
2 2 2 精密度试验:选择 3、27 g/ m L 木犀草素对
照品溶液分别于 1 d内重复测定 6次峰面积值; 连
续 6 d测定峰面积值,结果表明高、低两个质量浓度
的日内及日间 RSD都小于 2%。
2 2 3 稳定性试验:选择 15 g/ mL 木犀草素对照
品溶液分别于 0、2、4、6、8、12 h进行吸光度测定,结果
RSD为 1 54% ,表明木犀草素溶液在 12 h内稳定。
2 2 4 加样回收率试验:取 6份包合物,精密称定,
分别加入木犀草素对照品储备液适量,依法测定,结
1095中草药 Chinese Traditional and Herbal Drugs 第 41 卷第 7 期 2010 年 7 月
果木犀草素平 均回收率 为 98 25%, RSD 为
1 56%。
2 2 5 包合率和收率的计算:分别精密称取包合物
4 m g 置 100 mL 量瓶中,加水溶解至刻度, 于 40
水浴中放置 1 d。定时振荡、摇匀。以 40%甲醇液
为空白取上清液配制成 40%甲醇溶液。于 354 nm
处测定吸光度, 计算木犀草素包合率(包合率= 包合
物中木犀草素实际量/木犀草素投入量 100% )。
称定质量, 计算收率[收率= 干包合物质量/ (木犀草
素投入量+ 环糊精投入量) 100% ]。
2 3 效应面法优化试验
2 3 1 单因素试验考察:根据文献报道,影响木犀
草素包合的主要影响因素为包合温度、包合时间、环
糊精与药物的投料比例。根据预试验结果及在最高
和最低水平制备环糊精包合物的可行性, 将以上每
个因素设置成若干个水平, 采用单因素法考察其对
木犀草素-环糊精包合物的包合率、收率的影响, 确
定各个因素的最高和最低水平, 为 Box-Behnken 设
计因素与水平提供参考。结果得到各个因素水平范
围分别为: -环糊精、木犀草素投料比例为 1~ 2, 包
合温度为 50~ 70 ,包合时间为 1~ 5 h。
2 3 2 Box-Behnken试验设计: Box-Behnken试验设
计法技能考察各个因素对效应(收得率、包合率)的影
响及各影响间交互作用,也能进行各个因素的最优
化。该方法可对环糊精包合物制备中各个独立因素
及其各个因素间的交互作用对所考察指标的影响进
行综合分析,建立数学模型并作出相应的三维应变量
曲面图,对因素与指标的关系进行直观的量化分析。
这种综合考察法比单因素考察更为全面客观。
在单因素考察的基础上, 选择对木犀草素--环
糊精包合物制备工艺影响显著的 3个因素, 即 -环
糊精/木犀草素( X 1)、包合时间( X 2 )和包合温度为
( X 3 )为因素,设计的因素水平见表 1, 以制备工艺的
包合率和收得率为效应进行 Box-Behnken 设计-效
应面优化试验, 并采用 design exper t 7 1软件对实
验数据进行拟合分析, 见表 2。每一自变量的低、
中、高水平分别以- 1、0、1进行编码, 各自变量的编
码见表 1,其编码制与真是只之间的关系符合方程:
X 1= ( x 1 - 1. 5) / 0. 5; X 2 = ( x 2 - 3) / 2; X 3 = ( x 3 -
60) / 10。
按照 Box-Behnken试验设计的统计学要求, 各
组试验的安排见表 2, 实验模型通过最小二乘法拟
合二次多项式方程可以表达为: Y = A 0 + A iX i +
A iiX i 2 + A ij X iX j。其中 Y 为效应值(包合率、
收率) , A 0、A i、A ii、A ij为方程系数, X i、X j ( i= 1, 3;
j i )为自变量编码值。多项式模型方程拟合的性
质由确定系数 R2 表达, 其统计学上的显著性由 F
值检验;采用 design expert7 1软件分析。
不同包合条件制备木犀草素环糊精包合物的效
应值包合率和收得率的相应变化见表 2。第 13~ 17
次试验为 5次重复的中心点试验, 用于考察模型的
误差。
表 1 试验因素水平及编码
Table 1 Factors and levels of test and codes
编码
水平
因 素
X1-环糊精/木犀草素 X2 包合时间/ h X3 包合温度/
- 1 1. 0 1 50
0 1 5 3 60
1 2. 0 5 70
表 2 Box-Behnken试验设计下包合物包合率和收率
Table 2 Inclusion rate and yield of inclusion compound
under Box-Behnken test design
试验 X 1 X 2 X3 Y 1 包合率/ % Y 2 收率/ % Y 3 总评
1 - 1 - 1 0 772 42 5 0. 00
2 1 - 1 0 559 68 3 0 46
3 - 1 1 0 803 43 5 0 15
4 1 1 0 545 68 8 0 44
5 - 1 0 - 1 789 44 6 0 21
6 1 0 - 1 472 78 9 0 34
7 - 1 0 1 888 42 7 0 07
8 1 0 1 583 66 9 0 49
9 0 - 1 - 1 523 60 4 0 33
10 0 1 - 1 417 64 3 0. 00
11 0 - 1 1 589 66 8 0 49
12 0 1 1 696 55 7 0 46
13 0 0 0 809 62 2 0 67
14 0 0 0 805 61 9 0 66
15 0 0 0 798 62 7 0 67
16 0 0 0 793 61 8 0 65
17 0 0 0 775 62 5 0 65
2 3 3 木犀草素--环糊精包合物制备工艺包合率
的效应面优化:包合率试验的方差分析结果见表 3,
经 F 值检验显示总模型方程显著( P< 0 000 1) ,
R
2
= 0 982 5,表明该回归模型的拟合情况良好, 回
归方程的代表性较好, 能准确的预测实际情况。其
校正决定系数( R2 adj)为 0 959 9,表明此模型能解
释 95 99%效应值变化,因此该模型拟合程度良好,
实验误差小, 仅有约 4% 不能由此模型进行解释。
拟合回归方程为 Y 1= 79 6- 13 66 X 1+ 0 22 X 2+
6 94 X 3 - 1 13 X 1X 2 + 0 3 X 1X 3 + 5 32 X 2 X 3 +
0 025 X 1 2 - 12 65 X 2 2 - 11 32 X 3 2。而多元线性
回归的相关系数 R2 为 0 561 8, 其校正决定系数
( R
2adj)为0 4606, 不如二项式回归拟合好, 线性方
1096 中草药 Chinese Traditional and Herbal Drugs 第 41 卷第 7 期 2010 年 7 月
表 3 包合率二项式回归模型系数显著性检验表
Table 3 Significance of second-order regression
model coeff icients of inclusion rate
方差来源 平方和 自由度 均方 F值 P值
M odel 3 285 673 9 365 074 8 43 578 01 < 0 0 00 1
A ( X1 ) 1 493 311 1 1 493 311 178 252 6 < 0 0 00 1
B ( X2) 0 405 1 0 405 0 048 344 0 8 32 2
C ( X3) 385 031 3 1 385 031 3 45 960 16 0 0 00 3
AB 5 062 5 1 5 062 5 0 604 297 0 4 62 4
AC 0 36 1 0 36 0 042 972 0 8 41 7
BC 113 422 5 1 113 422 5 13 538 94 0 0 07 9
A
2 0 002 632 1 0 002 632 0 000 314 0 9 86 4
B
2
673 778 9 1 673 778 9 80 427 21 < 0 0 00 1
C
2
540 023 7 1 540 023 7 64 461 2 < 0 0 00 1
Res idual 58 642 5 7 8 377 5
Pure error 7 04 4 1 76
Cor e total 3 344 315 16
程为: Y 1= 68 33- 13 66 X 1+ 0 22 X 2 + 6 94 X 3。
根据回归分析结果作出相应曲面图和等高线
图, 见图 1。投料比例与包合温度对木犀草素--环
糊精包合物包合率影响具有显著性意义, 而包合时
间影响不大。包合率随药物投料比例增加而降低,
当投料比例较高时, 包合时间对包合率影响不大, 当
投料比例降低后, 随着包合时间增加到 3~ 4 h后,
其包合率能达到最大值。再延长包合时间, 包合率
反而降低。当包合温度较低时,其 -环糊精与药物
投料比例对包合率影响不大,当温度增大到 60~ 65
,其包合率能达到最大值,但是再升高温度, 包合
率就会降低。在一定范围内, 其包合率与包合温度、
包合时间呈正相关, 当包合时间为 3 h 左右时,包合
温度为 60 左右时,包合率能达到最大值。
2 3 4 木犀草素--环糊精包合物制备工艺收率的
效应面优化:收率试验的方差分析结果见表 4,经 F
值检验显示总模型方程显著 ( P < 0 000 1) , R2 =
0 980 8,表明该回归模型的拟合情况良好, 回归方
程的代表性较好, 能准确的预测实际情况。其校正
决定系数 ( R2adj)为 0 956 2, 表明此模型能解释
95 6%效应值变化, 因此该模型拟合程度良好,实验
误差小,仅有约 4%不能由此模型进行解释。拟合
回归方程为 Y2 = 62 22- 13 7 X 1- 0 71 X 2- 2 01
X 3- 0 13 X 1X 2 - 2 53 X 1X 3 - 3 75 X 2 X 3 - 4 99
X 1
2
- 1 46 X 2 2+ 1 04 X 3 2。多元线性回归的相关
系数 R2 为 0 867 5, 其校正决定系数 ( R2 adj ) 为
0 836 9, 不如二项式回归拟合好。线性方程为 Y2 =
59 68+ 13 7 X 1- 0 71 X 2 - 2 01 X 3。
根据回归分析结果作出相应曲面图和等高线
图, 见图2。投料比例对木犀草素--环糊精包合物
图 1 各因素对木犀草素--环糊精包合物包合率影响
效应图
Fig. 1 Response surface of factors on inclusion rate of
cyanidenon-- cyclodextion inclusion compound
表 4 收率二项式回归模型系数显著性检验表
Table 4 Significance of second-order regression
model coefficients of yield
方差来源 平方和 自由度 均方 F值 P 值
Model 1 738 925 9 193 213 9 39 772 9 < 0 000 1
A ( X 1) 1 501 52 1 1 501 52 309 086 5 < 0 000 1
B ( X2 ) 4 061 25 1 4 061 25 0 836 004 0 390 9
C ( X3 ) 32 401 25 1 32 401 25 6 669 767 0 036 3
AB 0 062 5 1 0 062 5 0 012 866 0 912 9
AC 25 502 5 1 25 502 5 5 249 665 0 055 7
BC 5625 1 56 25 11 579 01 0 011 4
A 2 104 632 5 1 104 632 5 21 538 51 0 002 4
B2 8 975 158 1 8975 158 1 847 528 0 216 2
C2 4 554 105 1 4554 105 0 937 458 0 365 2
Res idual 34 005 5 7 4857 929
Pure error 0588 4 0 147
Core total 1 772 931 16
包合率与包合温度影响具有显著性意义, 而包合时
间对包合率影响不大。收率随着-环糊精与木犀草
素投料比例增加而增加,影响较大,而受包合温度和
包合时间影响较大。当包合温度在 50~ 55 时, 收
1097中草药 Chinese Traditional and Herbal Drugs 第 41 卷第 7 期 2010 年 7 月
图 2 各因素对木犀草素--环糊精包合物收率影响
效应图
Fig. 2 Response surface of factors on yield of cyanidenon-
-cyclodextrin inclusion compound
率随包合时间增加而增加,且收率能达到最大值,当包
合温度大于 55 后,其收率随包合时间延长而降低。
2 3 5 包合率与收率归一值 OD 的效应面实验数
据分析:由于上述交互因素影响较大,造成当包合率
较大时,而收率会降低, 当收率较小时, 包合率反而
较大。因此,实验中引入一个综合指标归一值 OD
对工艺进行综合评价, 即包合率与收率的综合评价
指标, 该值可反映总体效应结果。数据处理方法为
归一法。每个指标均标准化为 0~ 1间的归一
值, 各个指标归一值求几何平均数,即得总评归一
值 OD。两指标采用 H assan 方法[ 5] 进行数学转换
求归一值 d, 计算公式: d = ( y min - y i ) / ( y max -
ymin ) , OD= ( d1 d2 dn ) 1/ n ) , n为指标数。
OD实验的方差分析结果见表 5, 经 F 值检验
显示总模型方程显著( P< 0 000 1) , R2= 0 908 9,
表明该回归模型的拟合情况良好,回归方程的代表
性较好,能准确的预测实际情况。拟合回归方程为
Y 3= 0 66- 0 16 X 1 - 01 029 X 2+ 01 079 X 3- 01 042
X 1 X 2+ 01 073 X 1X 3 + 01 075 X 2X 3 - 01 22 X 1 2 -
01 18 X 2 2 - 01 16 X 3 2。多元线性回归的相关系数
R
2 为 01 297 5,其校正决定系数( R2adj)为 01 135 3,
模型不具有显著性意义( P< 01 2)不如二项式回归
拟合好。多元线性方程为 Y2 (包合率)= - 01 40+
01 16 X 1- 01 029 X 2 + 01 079 X 3。
表 5 / 归一值0OD回归模型系数显著性检验表
Table 5 Signif icance of OD regression model
coefficients of normalized value
方差来源 平方和 自由度 均方 F值 P 值
Model 01 817 263 9 01 090 807 71 758 916 01 006 6
A ( X1 ) 01 211 25 1 01 211 25 181 050 05 01 003 8
B ( X 2) 01 006 613 1 01 006 613 01 564 998 01 476 8
C ( X3 ) 01 049 613 1 01 049 613 41 239 091 01 078 5
AB 01 007 225 1 01 007 225 01 617 333 01 457 8
AC 01 021 025 1 01 021 025 11 796 46 01 222 0
BC 01 022 5 1 01 022 5 11 922 49 01 208 1
A 2 01 203 789 1 01 203 789 171 412 59 01 004 2
B2 01 132 658 1 01 132 658 111 334 82 01 012 0
C2 01 111 184 1 01 111 184 91 500 024 01 017 8
Residual 01 081 925 7 01 011 704
Pure error 01 000 4 4 01 000 1
Core total 01 899 188 16
效应面分析立体图见图 3。可以看出, 投料比
例,包合温度对包合工艺的影响都比较显著,两辆因
素间仍存在比较一定的交互作用, 从效应面图可以
判断出,最佳点落在实验考察区域内。
为了更进一步求证最佳点的值,对回归方程分别
求 X1、X2、X3的一阶偏导,并赋值为零,得到方程组。
01 16- 01 44 X 1 - 01 042 X 2 + 01 073 X 3 = 0
- 01 029- 01 042 X 1 - 01 36 X 2+ 01 075 X 3 = 0
01 079+ 01 073 X 1 + 01 075 X 2 - 01 32 X 3 = 0
解以上方程组求得: X 1 = 01 424 1, X 2= - 01 061 4,
X 3 = 01 032 92。
带入 Y1、Y 2 回归方程, 解得预测的包合率为
741 8%和收率为 661 34%。进行编码代换后, B-环糊
精:药物投料比例为 11 712 05 B 1, 包合时间为
21 877 2 h,包合温度为 631 292 e , 考虑到实际操作
的方便,确定木犀草素-B-环糊精包合物制备工艺最
优条件为: B-环糊精-木犀草素投料比例为 11 7 B 1,
包合时间为 3 h,包合温度为 63 e 。
21 4 验证试验: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行验证。
在验证试验中,各因素取值为上述确定的最优条件,
共进行 4 组试验, 结果包合率和收率分别为
751 1%、751 2%、741 8%、741 9%和 651 6%、661 2%、
651 7%、651 9%,其值与模型计算值相差低于 2%,
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图 3 各因素对/归一值0OD影响效应图
Fig. 3 Response surface of factoors on OD
of normalized value
说明模型是比较可靠的。证明用效应面法来寻求木
犀草素-B-环糊精包合物最佳制备工艺是可行的。
21 5 包合物形成稳定常数测定: 在 0~ 20 mm ol/ L
环糊精溶液中分别加入过量的木犀草素,摇匀,放入
超声波清洗器中于指定温度反应 3 d, 离心, 取上清
液配成 40%的甲醇液, 于 354 nm 处测定吸光度, 计
算平衡常数。若包合物的形成摩尔比为 1 B 1. 则有
g= K f S0
1+ K f S0
h+ S0
式中 g 为 B-环糊精存在时木犀草素分子的总
浓度; S0 为游离木犀草素分子的浓度; h 为 B-环糊
精的总浓度。K、S 均为常数,因此 g 与 h 间呈线性
关系。通过斜率和截距可以求得 K f。60 e 时公式
的线性方程为 g = 01 023 21 h + 51 2 @ 10- 5 , r =
01 998 8, 证实形成的是 1 B 1 包合物[ 2] 。将各温度
下的 g 对 h 进行线性回归得出斜率和截距,再经计
算得出稳定常数 K f , 结果见表 6。可见包合反应是
放热反应( v rH mH为负值) ,温度对包合物稳定性
有很大影响, 随着温度升高, 稳定常数 K f 降低, 包
合反应为一自发过程( v rGmH为负值)。在一定温
度范围内, v rGmH的绝对值随温度的升高而增大,
有利于包合反应的进行。当超出此温度范围,则不
利于反应的进行。
表 6 B-环糊精与木犀草素的包合物的常数及热力学参数
Table 6 Constants and thermodynamic parameters of
cyanidenon-B-cyclodextrin inclusion compound
T / K
K f /
( mol# L- 1)
v rGmH/
( kJ# mol- 1)
v rSmH/
( J # mol- 1 # K- 1)
v rH mH/
( k J# mol- 1 )
3201 38 5211 56 - 161 14 - 61 98 - 181 34
3311 27 4401 92 - 161 23 - 61 98 - 181 74
3421 54 3201 34 - 151 94 - 61 98 - 181 12
3 讨论
国内文献报道中, 环糊精包合工艺常用均匀设
计和正交设计的方法选择较佳工艺, 由于试验次数
少,数据处理和操作都较方便,其应用已达到普及的
程度,然而在这两种方法的应用过程存在误区, 他们
是基于线性模型设计的方法, 然而事实上影响因素
与效应间有时可能不是线性关系, 若忽略这种情况
简单进行线性模式设计,则会很大程度上与真实值
偏离,而效应面法运用效应曲面模型进行分析, 基于
非线性模式进行设计和研究。
本实验采用了 Box-Behnken设计,其充分考虑到
各因素的交互作用,设计方法简单,试验次数少,在中
心点进行重复实验以提高实验精度,同时采用非线性
模型拟合,复相关系数较高,可信度较好,预测值更接
近真实值,与正交及均匀设计相比,此方法所得结果
更加直观,便于分析,同时提高了实验精度。
本实验分析了对包合物制备工艺的主要影响因
素与收率和包合率的关系,从而了解因素与收率和
包合率的相关性。有文献采用正交实验设计的方法
对木犀草素-B-环糊精包合物制备工艺进行了研究,
得到最佳工艺包合物工艺的包合率比本工艺低, 收
率比本工艺偏高[ 6] , 可能是木犀草素提取物含量不
同引起的。而本实验得到的包合物能同时满足较高
包合率和收率,适合生产与临床需要。
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