全 文 ： ·610· Chin JMAP, 2012 July, Vol.29 No.7 中国现代应用药学 2012年 7月第 29卷第 7期
·专 栏·
·中药与天然药·

星点设计-响应面法优选藤梨根中总黄酮的提取工艺研究

滕坤 1，阮洪生 2*，武子敬 1，赵竹青 2(1.通化师范学院制药与食品科学系，吉林 通化 134000；2.黑龙江八一农垦大学生命科学技术
学院，黑龙江 大庆 163319)

摘要：目的 优化藤梨根中总黄酮的提取工艺。方法 以微波功率、乙醇浓度、料液比、提取时间为自变量，总黄酮含
量为因变量，通过对自变量各水平的多元线性回归及二项式拟合，用星点设计-响应面法选取最佳工艺，并进行预测分析。
结果 最佳工艺条件为微波功率 203.56 W，乙醇浓度 80.34 %，料液比 1∶13.28，提取时间 9.78 min，在此最佳条件下，
藤梨根中总黄酮含量的最大估计值为 103.152 mg·g1。实验结果与模型预测值相符。结论 本方法简便合理、稳定、可预
测性较优。
关键词：藤梨根；总黄酮；星点设计；响应面法
中图分类号：R284.2 文献标志码：A 文章编号：1007-7693(2012)07-0610-05

Optimal Extraction of Total Flavone from Tengligen by Central Composite Design and Response Surface
Methodology

TENG Kun1, RUAN Hongsheng2*, WU Zijing1, ZHAO Zhuqing2(1.Department of Pharmacy and Food Science,
Tonghua Normal University, Tonghua 134000, China; 2.Life Science and Technology College, Heilongjiang Bayi Agricultural
University, Daqing 163319, China)

ABSTRACT: OBJECTIVE To optimize the extraction technology of total flavone extraction from Tengligen. METHODS
The independent variables were microwave power, ethanol concentration, sample/solvent ratio and extraction time, the dependent
variable was extraction rate of total flavone which was used to estimate the relationship between independent and dependent
variables. Central composite design and response surface methodology were used to optimize the process of extraction. The
prediction was carried out through comparing the observed and predicted values. RESULTS The optimum technological
parameters were as follows: microwave power 203.56 W, ethanol concentration 80.34%, sample/solvent ratio of 1∶13.28 and
extraction time 9.78 min. The highest extraction rate of total flavone was 103.152 mg·g1 which was coincided with model
predictions. CONCLUSION The extraction technology is simple, reliable and highly predictive.
KEY WORDS: Tengligen; total flavone; central composite design; response surface methodology

藤梨根为猕猴桃科软枣猕猴桃 Actinidia arguta
(Sieb.et Zucc.) Planch的根[1]，曾收载于 1987年版
中国药典。软枣猕猴桃又称软枣、洋枣，始载于
《开宝本草》，主要分布于我国东北、华北及日本
和朝鲜等国家[2]。现代药理研究表明藤梨根提取物
具有增强免疫功能、抗氧化、降血脂、抗突变、
抗畸变和抗肿瘤等多种药理作用[3]，并广泛应用于
消化系统癌症、黄疸、消化不良、 呕吐、腹泻等
症治疗[4-5]。关于软枣猕猴桃提取物中黄酮类化合
物含量测定和提取工艺的研究已有报道[3,6-8]，其提
取工艺采用的优化方法是正交设计法，但是这种
方法存在一定的不足，主要体现在实验精度不高，
正交设计出的优方案只能限定在已定的水平上，
而不是一定试验范围内的最优方案。星点设计-效
应面法作为优选工艺的方法之一，弥补了正交设
计法的缺限，在国内广泛运用[9-11]。
本实验以总黄酮的含量为指标，采用超声-微
波协同萃取法，以 4 因素 5 水平的星点设计安排
实验，结合响应面法优选总黄酮的提取工艺，为
本课题的后期工作开展和提高藤梨根资源的应用
基金项目：国家自然基金青年基金项目(31100254)
作者简介：滕坤，女，硕士，副教授 Tel: 13500951237 Email: tengkun1975999@163.com *通信作者：阮洪生，男，博士生，副教
授，硕导 Tel: 13936859781 Email: ruan_hongsheng@yahoo.com.cn
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价值奠定基础。
1 仪器与试药
1.1 仪器
CW-2000 型超声微波协同萃取仪(微波频率
2450 MHz，超声波频率 40KHz，功率 50W，上海新
拓微波溶样测试技术有限公司)；TU-1800紫外可见
分光光度计(北京普析通用仪器有限责任公司)；
FA2004N电子天平(上海精密科学仪器有限公司)。
1.2 试药
藤梨根药材购于吉林省通化市，经黑龙江八
一农垦大学孙跃春副教授鉴定为猕猴桃科软枣猕
猴桃 Actinidia arguta (Sieb.et Zucc.) Planch 的干燥
根；芦丁对照品(中国药品生物制品检定所，批号：
100080-200707，供含量测定用)；95%乙醇、亚硝
酸钠、硝酸铝、氢氧化钠等化学试剂均为分析纯。
2 方法与结果
2.1 总黄酮测定方法[12]
2.1.1 标准曲线绘制 精密称取无水芦丁对照品
适量，加 95%乙醇制成每毫升含 0.250 2 mg的溶
液，精密吸取该溶液 1，2，3，4，5 mL，至于 25
mL量瓶中，加 5%亚硝酸钠溶液 1.0 mL，摇匀放
置 6 min，加 10%硝酸铝溶液 1 mL，放置 6 min
后，加 1.0 mol·L1氢氧化钠溶液 10 mL，加 95%
乙醇稀释至刻度，摇匀，放置 15 min后，以相应
试剂为空白，按紫外可见分光光度法(2010 版药典
附录 VA )，在 500 nm处测定吸光度。以浓度为横
坐标，吸光度为纵坐标，绘制标准曲线，得回归方
程 Y=0.015 2A0.001 4， r=0.999 1，表明黄酮含
量在 10~50 μg·mL1 之间浓度与吸光度呈良好的
线性关系。
2.1.2 样品溶液的制备 准确称量已通过 3 号筛
的藤梨根粉末 10 g，置于锥形瓶中，按照星点试
验设计的要求安排实验获得样品溶液。精确移取
各样品溶液 1 mL，置 25 mL量瓶中，依次加 5%
亚硝酸钠溶液 l mL，摇匀，静置 6 min，加 10%
硝酸铝溶液 l mL，摇匀，放置 6 min，加 1.0
mol·L1氢氧化钠溶液 10 mL，加 95%乙醇稀释至
刻度，摇匀，放置 15 min后，在 500 nm处测定吸
光度，根据标准曲线计算出样品中总黄酮含量
(mg·g1)。
2.2 星点试验设计
根据预试验结果，在超声波工作的状态下，选
择微波功率(A)、乙醇浓度(B)、料液比(C)和提取时
间(D)4个因素为自变量，每个因素确定 5个水平，
共 29个试验点(5个中心点)，以总黄酮含量作为因
变量考察指标，采用星点设计提取工艺条件，运用
响应面分析法分析以寻求最优工艺参数，因素水平
编码见表 1，试验安排和结果见表 2。
表 1 提取工艺因素水平编码
Tab 1 Factors and levels of response surface methodology test
因 素
编码水平 微波功率
(A)/W
乙醇浓度
(B)/%
料液比
(C)
提取时间
(D)/min
1.682 150 50 1∶8 4
1 170.27 59.12 1∶9.6 5.62
0 200 75 1∶12 8
+1 229.7 81.88 1∶14.4 10.38
+1.682 250 95 1∶16 12
表 2 星点试验设计与结果(n=3)
Tab 2 Results of response surface methodology test(n=3)
编码水平 总黄酮含量/mg·g-1 试验号
A B C D 试验值 理论值
1 1 1 1 1 74.1 76.151
2 1 1 1 1 88.95 87.402
3 0 0 0 0 101.7 101.58
4 0 0 1.68 0 81.37 81.616
5 1 1 1 1 88.35 86.416
6 1 1 1 1 102.7 99.811
7 1 1 1 1 88.2 83.999
8 0 0 0 1.68 81.49 82.964
9 1 1 1 1 68.6 68.008
10 0 0 0 0 101.8 101.58
11 0 0 0 0 101.9 101.58
12 1 1 1 1 88.23 84.091
13 1.68 0 0 0 98.4 99.14
14 0 0 0 0 101.6 101.58
15 1 1 1 1 73.5 74.218
16 0 0 0 1.68 95.7 94.469
17 1 1 1 1 71.3 72.645
18 0 0 1.68 0 98.77 98.767
19 1 1 1 1 89.23 89.888
20 1.68 0 0 0 89.5 89.003
21 1 1 1 1 90.3 92.268
22 0 0 0 0 101.2 101.58
23 1 1 1 1 91.2 88.305
24 1 1 1 1 89.6 92.196
25 1 1 1 1 85.91 86.63
26 1 1 1 1 89.7 90.962
27 0 1.68 0 0 99.4 96.642
28 1 1 1 1 93.29 99.499
29 0 1.68 0 0 79.5 82.501
2.3 数据分析
应用 Design-Expert7.0软件对表 2中的数据进
行二次多元回归拟合，得到为微波功率(A)、乙醇
浓度(B)、料液比(C)及提取时间(D)与总黄酮含量
之间的二次多项回归方程，回归方程为：
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Y=101.58+3.05A+4.25B+5.15C+3.46D+0.8AB
1.38AC+1.31AD1.64BC+1.01BD1.97CD2.71
A24.33B24.11C24.64D2
回归方程系数 r=0.974 5，说明模型能解释
97.45%响应值的变化，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(adj-R2)为 r=0.948 4，
表明此模型能解释 94.84%效应值变化，因此该模
型拟合程度良好。
对上述回归模型进行显著性检验，结果见表
3。表 3回归方程显著性检验 P<0.000 1，回归方差
显著性检验表明，一次项乙醇浓度和料液比及二
次项中乙醇浓度和提取时间对总黄酮含量的线性
效应极显著(P<0.001)；一次项微波功率和提取时
间及二次项中微波功率和料液比对大黄酸含量的
曲面效应高度显著(P<0.01)；交互项中只有料液比
和提取时间对总黄酮含量的线性效应显著
(P<0.05)，其他 5 个交互作用的 P 值均>0.05，说
明各因素间的交互作用不具有统计学意义。
表 3 回归模型方差分析(n=3)
Tab 3 Variance analysis results of total flavone yield rate of
tengligen(n=3)
方差来源 平方和 F 均方和 F值 P值
A 199.74 1 199.74 20.31 0.000 52)
B 388.69 1 388.69 39.52 0.000 11)
C 571.79 1 571.79 58.13 0.000 11)
D 257.33 1 257.33 26.16 0.000 22)
AB 10.30 1 10.30 1.05 0.323 4
AC 30.69 1 30.69 3.12 0.099 1
AD 27.41 1 27.41 2.79 0.117 3 3)
BC 43.03 1 43.03 4.38 0.055 2
BD 16.44 1 16.44 1.67 0.217
CD 62.17 1 62.17 6.32 0.024 8 3)
A2 112.77 1 112.77 11.46 0.004 42)
B2 288.43 1 288.43 29.32 0.000 11)
C2 259.42 1 259.42 26.37 0.000 22)
D2 330.96 1 330.96 33.65 0.000 11)
模型 2 599.18 14 185.66 18.87 0.000 11)
残差 137.71 14 9.84
失拟项 137.41 10 13.74 188.24 0.000 32)
误差 0.29 4 0.073
总离差 2 736.88 28
R2 0.949 7 Pred. R2 0.680 8
Adj-R2 0.899 4 Adeq-P 14.884
注：1)表示差异极显著(P<0.001)；2)表示差异高度显著(P<0.01)；3)表
示差异显著(P<0.05)
Note: 1)indicates extremely significant difference(P<0.001); 2)indicates
highly signifrcant difference(P<0.001); 3)indicates significant difference
(P<0.05)
2.4 响应面分析及最优提取条件的确定
依据回归方程，在保持 2个因素编码值为 0时，
借助 Design-Expert7.0 软件绘制其它 2 个因素与响
应值关系的三维响应面图，结果见图 1至图 6。由
图可以看出微波功率(A)、乙醇浓度(B)、料液比(C)
及提取时间(D)4个因素中任意两个因素之间对总黄
酮含量的提取影响均较为显著，且响应曲面陡峭。

图 1 微波功率和乙醇浓度对总黄酮含量影响的响应面图
Fig 1 Response surface plots for the effects of microwave
power and ethanol concentration on the total flavone yield

图 2 微波功率和料液比对总黄酮含量影响的响应面图
Fig 2 Response surface plots for the effects of microwave
power and sample/solvent ratio on the total flavone yield

图 3 微波功率和提取时间对总黄酮含量影响的响应面图
Fig 3 Response surface plots for the effects of microwave
power and extraction time on the total flavone yield
中国现代应用药学 2012年 7月第 29卷第 7期 Chin JMAP, 2012 July, Vol.29 No.7 ·613·

图 4 乙醇浓度和料液比对总黄酮含量影响的响应面图
Fig 4 Response surface plots for the effects of ethanol
concentration and sample/solvent ratio on the total flavone
yield

图 5 乙醇浓度和提取时间对总黄酮含量影响的响应面图
Fig 5 Response surface plots for the effects of ethanol
concentration and extraction time on the total flavone yield

图 6 料液比和提取时间对总黄酮含量影响的响应面图
Fig 6 Response surface plots for the effects of sample/
solvent ratio and extraction time on the total flavone yield
为确定这 3 个影响因素的最佳取值，通过
Design-Expert7.0 软件分析，得出回归模型存在最
大值点，影响因素的代码值分别为 0.12，0.87，0.54，
0.75，与之对应的实测值微波功率为 203.56 W，乙
醇浓度为 80.34 %，料液比为 1∶13.28，提取时间
为 9.78 min，此时藤梨根中总黄酮含量的最大估计
值为 103.152 mg·g1。
2.5 模型的验证
为了验证此提取模型方程的适用性，在微波
功率、乙醇浓度、料液比、提取时间最优的水平
上，重复试验 3次，提取物总含量为 102.254 mg·g1
(RSD为 0.78%)，与预测值 103.152 mg·g1吻合极
好，说明用此模型指导实践具有非常好的效果。
3 讨论
由于星点设计-响应面优化法采用非线性模型
拟合，在中心点进行重复性实验的次数越多，越
可以提高实验的精确度，预测值越更接近真实值，
所以本实验采用 5 次重复试验。实验方法简便合
理、稳定，可预测性较优。
本试验采用的超声-微波协同萃取方法，既克
服了普通溶剂法加热时间长、能耗较高、产率较
低的缺点，又弥补了超声波萃取和微波萃取方法
之不足，保留了超声波萃取或微波萃取方法的优
点，提取效率高，极大地缩短了提取周期，明显
优于文献报道的方法，为藤梨根总黄酮的提取方
法及其工业化生产提供了新手段。
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收稿日期：2012-01-16



重庆产厚朴不同部位厚朴酚与和厚朴酚分布规律的研究

张丹 a，颜学伟 a，曹纬国 a,b,c*，王刚 a，刘伟 a，王永丽 a(重庆医科大学，a.中医药学院；b.中医药研究室；c.中医药实验教
学中心，重庆 400016)

摘要：目的 研究厚朴不同部位厚朴酚与和厚朴酚的分布规律，为进一步开发利用厚朴资源并对其进行质量控制提供科
学依据。方法 采用 HPLC 测定厚朴不同部位中厚朴酚与和厚朴酚的含量。结果 厚朴根皮、干皮、枝皮和厚朴叶中厚
朴酚与和厚朴酚的总含量分别约为：8.22%，2.30%，2.07%和 0.43%，厚朴各部位中厚朴酚与和厚朴酚的总含量差异具有
统计学意义(P<0.05)。结论 厚朴不同部位中厚朴酚与和厚朴酚的含量差异较大，其质量控制有待深入研究，厚朴不同部
位在临床用药时应有所区别，另外厚朴叶资源具有较大的开发价值。
关键词：厚朴；厚朴酚；和厚朴酚；高效液相色谱法
中图分类号：R284.1；R917.101 文献标志码：A 文章编号：1007-7693(2012)07-0614-04

Research on the Distribution of Magnolol and Honokiol in Different Parts of Magnolia Officinalis
Rehd.et Wils. from Chongqing

ZHANG Dana, YAN Xueweia, CAO Weiguoa,b,c*, WANG Ganga, LIU Weia, WANG Yonglia(Chongqing Medical
University, a.Traditional Chinese Medicine College; b.The Lab of Traditional Chinese Medicine Sciences; c.Traditional Chinese
Medicine Experimental Teaching Center, Chongqing 400016, China)

ABSTRACT: OBJECTIVE To study the distribution pattern of magnolol and honokiol in different parts of Magnolia
officinalis Rehd. et Wils. from Chongqing, so as to provide a scientific basis for further development and utilization of its
resources and quality control. METHODS The content of magnolol and honokiol in the different parts of Magnolia officinalis
Rehd.et Wils. was determined by HPLC. RESULTS The total content of magnolol and honokiol in root bark, trunk bark,
branch bark and leaf of Magnolia officinalis Rehd. et Wils. was different as 8.22%, 2.30%, 2.07% and 0.43%. The content of
magnolol and honokiol in the different parts of Magnolia officinalis Rehd.et Wils. showed distinct variability. CONCLUSION
The content of magnolol and honokiol in the different parts of Magnolia officinalis Rehd.et Wils. was different significantly. The
quality control of magnolia bark should be lucubrated, and the clinical medication of the different parts should be distinguished.
The leaf resources of Magnolia officinalis Rehd.et Wils. possess exploitation potentials.
KRY WORDS: Magnolia officinalis Rehd.et Wils.; magnolol; honokiol; HPLC

厚朴为常用芳香化湿类中药，具有燥湿消痰，
下气除满之功效，常用于湿滞伤中，脘痞吐泻，
食积气滞，腹胀便秘，痰饮咳喘等。厚朴收载于
中国药典 2010年版，为木兰科植物厚朴(Magnolia
officinalis Rehd.et Wils.)或凹叶厚朴 (Magnolia
officinalis Rehd.et Wils.var.biloba Rehd.et Wils.)的
干燥干皮、根皮及枝皮[1]。厚朴的主要有效成分为
厚朴酚与和厚朴酚等木脂素类化合物，笔者在进
行不同炮制方法对厚朴中厚朴酚的含量影响研究
[2]时，发现即使同批购入的厚朴药材，不同取样批
次的药材中厚朴酚含量差异较大，说明厚朴药材
质量参差不齐，厚朴药材来源于干皮、枝皮和根
皮 3 个部位，因此推测厚朴酚可能在厚朴不同部
位中含量存在差异。目前尚未见关于厚朴不同部
基金项目：重庆市渝中区科技创新项目(20100208)；重庆市九龙坡区科技项目(2011-62-1)
作者简介：张丹，女，硕士，讲师 Tel: (023)65712062 E-mail: zhangdan01234567@sina.com *通信作者：曹纬国，男，硕士，副
教授 Tel: 13389679838 E-mail: cwgzd2001@sohu.com