全 文 ：中草菊 ChineseTraditionalandHerbalDrugs第37卷第11期2006年11月·1649·
超临界C02萃取工艺对蛇床子素的影响
宫竹云，张高勇。，聂永亮，张晓霞，谷惠先
(中国日用化学工业研究院，山西太原030001)
摘要：目的研究超临界CO：萃取蛇床子中有效成分蛇床子素的工艺．考察工艺参数改变后对蛇床子素量的影
响规律。方法保持分离I压力为5MPa，萃取时间为80min和CO。流速为18L／h不变的情况下，采用二次回归
连贯设计的方法，对萃取压力、萃取温度、分离I匝力、分离I温度、分离I温度这5个条件进行优选，确定最佳工
艺参数。结果最佳工艺条件为：萃取压力40MPa，萃取温度40(、；分离1压力5MPa，分离I温度45(、；分离I
温度46(、，此条件下蛇床子素的量可达21．08％。结论本文采用超临界CO：萃取蛇床子中的有效成分蛇床子素，
工艺条件简单、稳定、可行．可为以后进行工业生产提供参考。
关键词：蛇床子；超临界CO。；蛇床子素；回归正交设汁
中图分类号：R284．1；R286．02文献标识码：A 文章编号：0253—2670(2006)11—1649—01
InfluenceofsupercriticalC02extractiontechnologyon stholcontent
fromfruitsofCnidiummonnieri
G()NGZhu—yun，ZHANGGao—yong，N1EYong—liang，ZHANGXiao—xia，GUHui—xian
(ChinaResearchInstituteofDailyChemicalIndustry，7laiyuan030001．China)
Keywords：Cnidium11101111if，，’i(I。．)Cuss．；supercriticalC()2；osthol；regressionorthogonaldesign
蛇床子系伞形科蛇床属植物蛇床(nidium
inollHiel·?(I。．)Cuss．的干燥成熟果实。其有效成分
除挥发油外，主要为蛇床子总香豆素(total
coumarinsofFrucutsCnidii，TCFC)，蛇床子总香
豆素里主要含有蛇床子素。蛇床子的超临界c()：萃
取工艺，日-本学者宫地洋¨1对台湾蛇床子进行过初
步研究，以中国大陆部分产地的蛇床子为研究对象，
葛发欢等对其挥发性成分[2]和有效成分的萃取[3]进
行过初探，王永辉等n1进行了萃取压力、萃取时间及
CO。流量对蛇床子素的研究。本文针对超I艋界CO：
萃取全过程采用二次回归连贯设计法对五因素及其
交互作用进行研究，确定了各因素及其交互作用对
蛇床子素的影响规律，从而得出回归方程，由此得出
最佳工艺参数。
1材料与仪器
蛇床子购自江苏省姜堰市药材公司，经鉴定系
伞形科蛇床子属植物蛇床Cnidiummonnieri(I。．)
Cuss．的干燥成熟果实，粉碎至120目备用。CO。，太
原天计应用化工有限公司生产，食品级，质量分数
99％以上。蛇床子素对照品购于中国药品生物制品
检定所。
HAl21—50～01一C型超临界萃取装置(采用
一萃二分流程)，由江苏省南通市华安超l艋界萃取有
限公司制造。I．C5500型高效液相色谱仪，UV检测器
(北京市东西电子科技研究所)，ME一2．1型超声波
清洗器(美国MetterElectronics公司)。DF20型
流水式中药粉碎机(无锡中银机械制造有限公司)。
2方法与结果
2．1 超临界CO：萃取流程：称取120目蛇床子粉
末200g放入萃取釜中，对萃取釜中，对萃取釜、分
离釜I、分离釜Ⅱ、贮罐分别进行加热或冷却，当达
到所选定的温度时开启CO：瓶，通过高压泵对系统
进行加压，当系统压力达到所设定的压力时，开始循
环萃取，保持恒温恒压，按照计算机设定的取料时间
间隔为每10rain取一次料，从分离釜I和分离釜Ⅱ
出料口中取料。
2．2蛇床子素的测定
2．2．1色谱分离条件：色谱柱为ODS(十八烷基硅烷)
柱；流动相为甲醇_水(8：2)；体积流量为1mI。／min；
检测波长为322nm；柱温为35C，进样量20肛I。。
2．2．2线性关系考察：精密称取蛇床子素对照品
31．2mg，用95％乙醇溶解并定容至100ml，得
0．312mg／mI。的蛇床子素对照品溶液。分别量取上
述蛇床子素对照品溶液0．5、1．0、1．5、2．0、2．5、3．0
收稿日期：2006—03—08
基金项目：山西省高级专家项目(204512)
作者简介：宫竹云(1979一)，女，吉林省吉林市人，在读硕士研究生，从事中药的提取、开发工作。Tel：(0351)2028147
*通讯作者张高勇
万方数据
·1650· 中草1lsChineseTraditionalandHerbalDrugs第37卷第11期2006年11月
mI。，置于6个25mI。量瓶中，用95％乙醇稀释至刻
度。按照上述色谱条件进行分析测定。以峰面积对质
量浓度进行线性回归，得回归方程：Y=2747．47+
1．550×107，r一0．9999，线性范围6．24～37．44pg。
2．2．3样品测定：用第一溶剂石油醚一醋酸乙酯
(85：15)100mI。润柱(柱子为100mI．酸式滴定
管，硅胶为粗孑L80～100目)，取1．0g蛇床子超临
界C()。提取物，用5mI。醋酸乙酯溶解后，倒入润洗
好的柱子内，再用第一溶剂120mI。润洗，最后用
100mI。95％乙醇洗脱，收集样品，将溶剂挥干后待
测。在上述色谱分离条件下测定，采用外标法计算蛇
床子素的质量分数。
2．3试验设计方案
2．3．1 可变因素的选择：由于蛇床子素的量受萃取
釜、两个分离釜工艺条件的影响，因此选择萃取压力
(ZI)、萃取温度(Z：)、分离I压力(Z。)、分离I温度
(z；)、分离Ⅱ温度(z。)作为因素。
2．3．2 固定因素的选择：由于在超f临界(：()：萃取
：1二艺中分离Ⅱ压力的选取一般为5MPa左右，此时
对提取物纯度和萃出率的影响不大，因此在本实验
中选择分离Ⅱ的压力为5MPa。当C()：流量增加
时，提高了传质速率，增大了萃取能力，缩短了萃取
时间，但是，C()：流量增大的同时也导致了C()：停
留时间缩短，不利于萃取率的提高，当流量减小时，
则会出现相反的结果，据文献报道和预试验结果，
C()：流量对萃取率影响不大，因此设定CO：流量为
18I，／h。萃取时间是超ll缶界CO：萃取工艺中需要考
察的因素之一，图1为萃取压力为20MPa，萃取温
度为40C，分离I压力为15MPa，分离I温度为
65(、，分离Ⅱ温度为38C对蛇床子提取物总出料
量与萃取时间的关系。可以看出，o～30rain提取物
总出料量升高得很快，30～60rain则升高的比较缓
慢，60～80rain几乎没有增加，但为了避免管道内
有残留物对下一批试验造成误差，因此本实验中确
定萃取时间为80rain。
2．3．3试验设计方案及结果：采用一次回归正交设
计，所得出的回归方程经检验：
F¨I=(Sii,l／”¨1)／(SR／vR)一3．34>Fo25(15，4)一2．08。表
明方程的置信度仅为75％，F“=(＆，／蜥，)／(s，／蚱)一81>
Fozs(1，3)=2．02，表明方程是失拟的，因此必须对各因素间
的非线笥关系进行考察。
采用I圳(2”)表进行二次回归连贯设计[5]，即在
一次回归正交设计的基础上再增加10次试验。为简
化计算，按文献报道方法，对各影响因素进行重新编
M
暑
删
妊
丑
霉
醛
}i{L
葶收叫问t／rain
图1提取物总出料■与萃取时间的关系
Fig．1Relationshipoftotalexportquantities
andextractingt me
码，各因素编码值见表1。其中翻，一≯，△，一
～I，
z：』一zl， ， (1+，。)22，+(1一，。)zl，，
一—F～’2：，一—————■r————一’z¨一
!上12垒粤j生生2塑，r为待定参数，r一1．719(计
算方法见4．1)。氛，(0)代表零水平试验点；27，(+1)、
。l，(一1)代表一次回归正交设计中各因素的最大值
点和最小值点，27：，(+，。)，27(1j)(一，‘)代表二次回归
连贯设计(即一次回归正交设计中的最大值点1和
最小值点一1均扩大，。倍)中各因素的最大值点和
最小值点。
表l因素编码
TableFactorcodes
：1犟取 ：2葶取 ：．{分离I ：1分离l ：j分离I
压力／MPa 温度／( 雎力／MPa 温度／( 秸i度／(
：‘2，(+r)47．1967．19 18．60 72．19 48．88
：2，(+1)40 60 15 65 46
goj(0)30 50 10 55 42
：¨(一1) 20 40 5 45 38
：’1，(-r)12．81 32．81 1．41 37．81 35．12
q 10 10 5 10 4
⋯，=警一箐一半一譬胪半
试验结果见表2。总的试验次数N=m。+埘，+
m。，m。为零水平重复试验次数(27～30号试验)，
m。一÷×2一为正交试验次数(1～16号试验)，m，=
2户为考察非线性关系试验次数(17～26)，P为因素
个数。对x}列进行中心化处理‰引，即对表2中r，2
列的第i次试验的因素编码(xij2)进行线性变换：
x∥=Xii2--丙1蚤x酽，其中∑i=lXii2一m。+2／．2—16+
5．908：21．908，，．2一—／—N‘mc一--m,．：2．954，r待定参
万方数据
中草焉 ChineseTraditionalandHerbalDrugs第37卷第11期2006年11月·1651·
数，所以，xij7=x。j2—0．730。表2中x1～x5列中的
1，一1，r，一r，0分别代表表1中各因素在z：。(+1)，
z1J(一1)，zz}(+r)，z15(--r)，zoj(o)时所对应的数值。
x1X2～X4X5列中的数值中每个因素分别取1，一1，
r，一r，0值时相应的乘积。X1～X5列表示将各因素
分别取1，一1，r，一r，0时代入到x，j2线性变换式中
所得的值。
从分析结果看，分离釜I提取物中蛇床子素的
量均远远高于分离釜Ⅱ中蛇床子素的量，因此为了
计算和讨论方便，采用蛇床子素的平均值作为考察
对象。
2．3．4方差分析结果：根据表2的试验结果，作方
差分析，结果见表3。
由表3可知：在试验研究范围内，对蛇床子素的
量率影响最为显著的是：分离Ⅱ温度(z。)、萃取温度
(z。)和分离I温度(z。)的交互作用、萃取压力(z．)和
分离I温度(z。)的交互作用、萃取温度(z。)和分离I
压力(z。)的交互作用、分离1压力(z。)和分离I温度
(z，)的交互作用、萃取压力的非线性关系项(z．2)、分
离I温度 非线性关系项(z。2)；较为显著的是：分
离I压力的非线性关系项(z。2)、分离11温度的非线
性关系项(z。2)、分离I温度(z。)、分离l温度(z。)和
分离Ⅱ温度(z。)的交互作用、萃取温度的非线性关
系项(z。2)、分离I压力(z。)和分离Ⅱ温度(z。)的交互
作用、萃取压力(z，)；有一定影响的是：萃取压力(z，)
和分离Ⅱ温度(z。)的交互作用。
2．3．5回归方程显著性检验：由表2的试验结果，
得回归方程：
蛇床子素一18．09+0．17xI+0．1lx2+0．99
x5—0．38xIx2—0．096xIx3—0．63xIx4+0．17xIx5
—0．52x2x3+0．72x2x4—0．12x2x5+0．49x3xl一
0．2lx3x5—0．29x4x5—0．46xl7—0．25x2’一0．31
x3’一0．39x47—0．29x5
7
(1)
将表1中的各因素编码公式及x．2列中心化处
理公式带入方程(1)中，整理得欲求回归方程：
蛇床子素的质量分数一一66．85+0．67z．+
0．21z2+0．73z +0．49z4+2．30z_一0．0038
zlz2—0．0019zlz3—0．0063z⋯z+0．0043zI_一0． l
袭2试验方案及结果
Table2 Designa dresultsoftest
试验吁xi} xI x： x{ xl x3 xIx：Xlx3 Xl”{Xlx5 xgx3x?x1X2X5X3X1XaXlxIx5 xl’ x?7 X3’ xl‘ x。7 蛇}术r豢／“
l 】 l 1 0．27 (1．27 0．270．27 ()．27 】‘)孙
I 一1 一I 0．27 机27 027 m27 0．27 l-1．{)1
1 一l 1 一l 0．27 ¨．27 0．27¨_27 fJ．27 】7．3()
1 1 1 —1 0．27 ()．27 0．270．27 0．27 H．05
l 】 l —l o．27 J．27 ¨．27 o．27 o．27 】7，H¨
l —j i 一{ {1．27 瓴27 o，27i)．27 i)27 l#2l
1 —1 l —l o．27 (J 27 0．27 机27 o．27 】4，81
1 l 一1 —1 0．27 0．27 ()．270。27m27 2(1．95
1 1 l 1 0．27 ()270．27()．27 0．27 18．71
1 —1 —1 l 0．27 o．27 0．270．27 f}27 5．78
1 一l 一1 1 0．27 【)．27 0．270．27 0．27 19．48
1 1 1 l 0．27 0．27 0．270．27 0．27 18．17
1 1 —1 一l 0．27 0．27 0．270．27 0．27 17，55
1 —1 1 —1 0．27 0．27 0．27o。27 0。27 8．46
1 一l —l 1 0．27 0．27 0．270．27 0．27 18．0l
1 l l l 0．27 0．27 0．270．27 0．27 14．17
0 0 0 0 2．22—0．73—0．73—0．73—0．7318 78
1)00 0 2．22—0．?3—0．73—0．73—0．7317．24
0 0 0 0 —0．73Z．22—0．73—0．73—0．7318，78
0 0 0 0 —0．732．22—0．73—0．73—0．7318．45
O 0 0 0 一O．73一O．732．22一O．73一O．7318．25
0 0 0 0 —0．73—0．732．22—0．73—0．7318．65
0 0 0 0 —0．73—073—0．732．Z2—0．731855
0 0 0 0 —0．73—0．73—0．732．22—0．7317．89
0 0 0 0 —0．73—0．73—0．73—0．732．22 18．77
0 0 0 0 —0．73—0．73—0．73—0，732．22 18．21
0 0 0 0 —0．73—0．73～0．73—0．73～0．7319 55
0 0 0 0 —0．73—0，73—0．73—0．73—0．7319 05
0 0 0 0 —0．73—0．73—0．73—0．73—0．7319 49
30 1 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 —0．73—0．73—0．73—0．73—0．7319 2l
l
l
l
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一
一
一
：0●0
0，0
0如¨他H坫¨埔”加扎船芒3孔鲇撕卯砧
万方数据
·1652· 中草115ChineseTraditionalandHerbalDrugs第37卷第11期2006年11月
表3方差分析结果表
Table3 Resultsofvarianceanalysis
b’¨．∽，(I．3)一lo．1：{扎¨】1(I．3)一31．12
Z2Z。+o．0072Z2Z}一0．003Z2Zl+0．0098Z3ZI一
0．01Z3Zl一0．0073Z4Z_一0．0046zI?一0．0025
Z!?一0．012Z_{2—0．0039Zl2—0．018z5
2
(2)
对回归方程(2)进行显著性检验，得F回／(瓯l／
／‘¨I)／(S“／、，_)一17．63>F。。(20，9)一4．80，表明方
程的置信度为99％。
^1，，一(S，，／．／，)／(S，／．f)一4．47>F。：。(6，3)一
C
2．42，表明方程是失拟的。但由于p一警×100％一
2．24％失拟平方和仅占部平方和的2．24％，因此可
以认为方程基本是不失拟的。
综合考虑各因素之间的影响及交互作用，得到
优化的工艺条件：萃取压力40MPa，萃取温度40
‘C；分离I压力5MPa，分离I温度45C；分离Ⅱ温
度46C。其计算所得的预测结果为：蛇床子素的质
量分数为22．32％。
2．3．6回归方程的预测：在上述优化的工艺条件
下，蛇床子素的质量分数的优化值的预测区间可以
利用3d[51规则来确定。因为a一0．420，所以，在优化
的工艺条件下，其指标真值在22．32士1．26，即
21．06～23．58，此时置信度为99％。
2．3．7验证试验：依照最优的工艺条件，进行验证
试验见表4。结果与回归方程预测结果基本接近，表
明该工艺稳定可行。 ．
表4验证试验结果
Table4 Resultsofverificationtests
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补骨脂炮制前后补骨脂素和异补骨脂素的变化
郭晏华，罗志冬，贾天柱
(辽宁中医药大学药学院，辽宁沈阳 110032)
摘 要：目的 比较补骨脂炮制前后补骨脂素和异补骨脂素的变化。方法 采用雷公法、盐炙法对19个不同来源
的补骨脂药材进行了炮制。通过HPLC梯度洗脱测定补骨脂炮制前后的补骨脂素和异补骨脂素的量。结果盐炙
法有利于提高脂溶性化合物的总量，而雷公法提高了补骨脂素和异补骨脂素的量。结论 雷公法和盐炙法使补骨
收稿日期；2006—03—07
基金项目：辽宁省自然科学基金资助项目(20052561)
作者简介：郭晏华(1962一)，女，湖南省湘潭市人，副教授，在读博士，从事中药质量分析的科研及有机化学的教学工作。
Tel：(024)86870908E—mail：guoyanhualnu@sina．corn
万方数据
超临界CO2萃取工艺对蛇床子素的影响
作者： 宫竹云， 张高勇， 聂永亮， 张晓霞， 谷惠先， GONG Zhu-yun， ZHANG Gao-yong，
NIE Yong-liang， ZHANG Xiao-xia， GU Hui-xian
作者单位： 中国日用化学工业研究院,山西,太原,030001
刊名： 中草药
英文刊名： CHINESE TRADITIONAL AND HERBAL DRUGS
年，卷(期)： 2006,37(11)
被引用次数： 2次

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本文链接：http://d.wanfangdata.com.cn/Periodical_zcy200611019.aspx