全 文 ：藤茶系葡萄科蛇葡萄属植物显齿蛇葡萄 Am-
pelopsis grossedentata （Hand-Mazz）W.T.Wang 的嫩
茎叶，主要分布在福建、广东、湖南等省，其味甘、
淡，性凉，具有清热解毒、利湿消肿的功效，主治黄
疸型肝炎、风热感冒、咽喉肿痛、目赤肿痛、痈肿疮
疖等 ［1］。 研究 ［2］发现，藤茶主要有效成分为黄酮类
物质，含量高达 45.52%。 已报道的藤茶总黄酮提
取方法多是热水提取法和乙醇回流提取法， 用超
声提取的报道少见。 国内采用正交旋转设计或均
匀设计来优化总黄酮的提取工艺， 这 2 种方法采
用线性数学模型，具有简便、试验次数少等优点，
但精度不高 ［3-5］。 我们以藤茶总黄酮为评价指标，
研究超声提取中乙醇体积分数、 提取时间、 溶媒
比、 提取温度、 提取次数对藤茶总黄酮得率的影
响， 并用星点设计-效应面法优化其提取工艺，为
藤茶的有效利用及开发提供实验依据。
1 仪器与试药
UV-9100 紫外－可见分光光度计（北京瑞利分
析仪器公司）；THC-10B 数控超声波提取器（济宁
天华超声电子仪器有限公司）；AR2130 电子天平
（上海奥豪斯仪器有限公司）；DFYDHG-9240 电热
恒温鼓风干燥箱（上海精宏实验设备有限公司）。
二氢杨梅素对照品（成都曼思特生物科技有
限公司，纯度≥98%，批号 ：12013108）；水为重蒸
水，其它试剂为分析纯。藤茶药材采于福建省永定
县， 经福建中医药大学药学院中药鉴定教研室范
世明高级实验师鉴定为葡萄科蛇葡萄属植物显齿
蛇葡萄 Ampelopsis grossedentata（Hand-Mazz）W.T.
Wang 的嫩茎叶。 药材在 40℃下干燥至恒重，粉碎
过 40 目筛，经石油醚脱色，烘干后备用。
2 方法与结果
2.1 对照品溶液的制备 称取二氢杨梅素对照品
5.04 mg 于 25 mL 瓶中，加无水乙醇溶解，稀释至
刻度，摇匀，备用。
2.2 供试品溶液的制备 称取藤茶粉末 1 g，置
于 100 mL 锥形瓶中，量取 60%的乙醇溶液 25 mL，
称定重量，浸泡 30 min 后，超声提取 30 min，称重，
补足失重。 取上层清液 1 mL 定容至 25 mL，即得。
实验重复 2 次，取平均值。
2.3 方法学考察
2.3.1 标准曲线绘制 移取对照品溶液 0.8、1、
1.2、1.4、1.6、1.8 mL 于 25 mL 瓶中，加 1%AlCl3 溶
液 4 mL，用 30%乙醇溶液定容至刻度 ，反应 10
min，以 30%乙醇溶液为空白，在 310 nm 处测定吸
光度值， 以对照品浓度为横坐标， 吸光度为纵坐
标，制备标准曲线，得回归方程：
Y＝52.739X－4×10-5 r＝0.9999
结果表明二氢杨梅素在 6.45～14.52 μg/mL
具有良好的线性关系。
2.3.2 精密度试验 移取 0.20 mg ／mL 的二氢杨
梅素对照品溶液 1.6 mL 于 25 mL 瓶中， 按 2.3.1
项的方法，重复测定 6 次，RSD 为 0.12%，表明测
定方法精密度良好。
2.3.3 稳定性试验 移取同一供试品溶液 ，按
2.3.1 项方法， 于 0、5、10、20、30、40、50、60 min 测
定吸光度， 结果显示供试品溶液在 40 min 内稳
定，而后开始下降。
2.3.4 重复性试验 称取同一批次藤茶 6 份，按
2.2、2.3.1 项下供试品溶液的制备及显色方法处理
样品， 在 310 nm 处测定吸光度并计算总黄酮得
率，平均得率为 35.66%，RSD 为 1.64%，表明方法
的重复性良好。
2.3.5 加样回收率试验 移取已知浓度的同一供
试品溶液 0.5 mL 9 份于 25 mL 瓶中，3 份 1 组，每
组分别按 80% 、100% 、120% 3 个梯度加入 0.20
mg ／mL 二氢杨梅素对照品溶液 0.4、0.5、0.6 mL，
按 2.3.1 项显色后测定其吸光度，计算总黄酮含量
和回收率 ， 加样回收试验结果见表 1，RSD 为
星点设计-效应面法优化藤茶总黄酮超声提取工艺
苏素娇，林培玲，丁春花，梁一池
（福建中医药大学药学院，福建 福州 350122）
关键词：藤茶；总黄酮；提取工艺；星点设计；效应面法
中图分类号：R284.2 文献标志码：B 文章编号：1004-5627（2013）01-0028-03
收稿日期：2012-11-01
作者简介：苏素娇（1988—），女，2011 级中药学专业硕士研究生，主要从事中药质量控制与品质评价研究。
Journal of Fujian University of TCM February 2013，23（1）
福建中医药大学学报 2013 年 2 月 第 23 卷 第 1 期
28
DOI:10.13261/j.cnki.jfutcm.002740
表 4 拟合回归方程的方差分析
方差来源
模型
X1
X2
X3
X1X2
X1X3
X2X3
X12
X22
X32
残差
失拟项
纯误差
总离差
平方和
61.482
4.259
22.931
0.0001607
2.040
0.245
0.361
25.439
8.388
1.830
6.540
4.831
1.709
68.022
F
10.446
6.513
35.064
0.0002457
3.120
0.375
0.552
38.897
12.826
2.798
—
2.827
—
—
均方
6.831
4.259
22.931
1.607
2.040
0.245
0.361
25.439
8.388
1.830
0.654
0.966
0.342
—
自由度
9
1
1
1
1
1
1
1
1
1
10
5
5
19
P 值
＜0.01
＜0.05
＜0.01
＞0.05
＞0.05
＞0.05
＞0.05
＜0.01
＜0.01
＞0.05
—
＞0.05
—
—
1.13%，表明提取方法回收率良好。
2.3.6 样品总黄酮含量测定 分别称取藤茶材 1
g，按 2.2、2.3.1 项方法测定样品的吸光度，由标准
曲线方程得供试品溶液中总黄酮的浓度：
总黄酮得率 ／%＝C×V×D ／W
式中 C 为样品中总黄酮浓度，V 为提取液的
体积，D 为样品稀释倍数，W 为样品称样量。
2.4 星点设计 在单因素试验考察的基础上，确
定超声提取的考察因素为乙醇体积分数、 提取时
间、溶媒比，进一步采用星点设计－效应面法优化
提取工艺，因提取次数为非连续变量，回归处理比
较困难，暂定为 2 次。 根据星点设计的原理，每个
因素设 5 个水平，用代码-α、-1、0、1、α 来表示（3
因素星点设计的 α＝1.682），代码所代表的实际操
作物理量见表 2，星点实验设计结果见表 3。
2.5 模型拟合 应用 Design-Expert8.0.4 软件对
所得数据进行效应面试验分析， 以总黄酮得率为
评价指标， 分别对各因素进行多元线性回归及二
项式方程拟合。
多元线性回归方程：
Y＝－34.01＋0.56X1＋1.30X2－3.430×10-3X3
r＝0.6322
二项式拟合方程：
Y＝35.68＋0.56X1＋1.30X2－3.430×10-3X3－
0.50X1X2＋0.17X1X3＋0.21X2X3－1.33X12－
0.76X22－0.36X32
r＝0.9507
从拟合方程的相关系数可见， 多元线性回归
方程的相关系数较低（r＝0.6322），表示自变量与
因变量之间线性相关性较差， 多元线性回归拟合
度不佳，预测性较差，因此该数学模型不合适。 多
元二项式拟合方程相关系数较高 （r＝0.9507），拟
合效果较好。 方程从整体上反映了各因素及其相
互作用对指标值的影响。
2.6 方差分析 采用 ANOVA 分析效应面的回归
参数，由表 4 可知：一次项 X2 极显著，X1 显著，二
次项 X12、X22极显著水平，交互项等其余项均不显
著， 说明各个具体试验因素与响应值都不是简单
的线性关系。此外，还可以看到各因素对总黄酮得
率影响的大小顺序为：溶媒比（X2）＞乙醇浓度（X1）
表 1 总黄酮加样回收试验结果（n＝9）
编号
1
2
3
4
5
6
7
8
9
测得
量 ／mg
0.1075
0.1075
0.1075
0.1075
0.1075
0.1075
0.1075
0.1075
0.1075
回收
率 ／%
99.34
98.20
100.49
98.28
101.03
98.28
98.33
98.33
97.95
加标后
测得量 ／mg
0.1896
0.1887
0.1906
0.2091
0.2119
0.2091
0.2295
0.2295
0.2290
加入
量 ／mg
0.0827
0.0827
0.0827
0.1034
0.1034
0.1034
0.1240
0.1240
0.1240
平均回收
率 ／%
98.92
表 2 星点设计实验因素水平
水平
-1.682
-1
0
1
1.682
乙醇体积
分数（X1） ／%
40.00
48.11
60.00
71.89
80.00
提取时间
（X3） ／min
10.00
16.08
25.00
33.92
40.00
溶媒比
（X2） ／倍
10.00
16.08
25.00
33.92
40.00
表 3 星点实验设计及结果
编号
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
11
12
13
14
15～20
X1
-1
1
-1
1
-1
1
-1
1
-1.682
1.682
0
0
0
0
0
X3
-1
-1
-1
-1
1
1
1
1
0
0
0
0
-1.682
1.682
0
X2
-1
-1
1
1
-1
-1
1
1
0
0
-1.682
1.682
0
0
0
总黄酮得率 ／%
31.75
33.39
33.89
34.06
30.23
33.12
33.77
34.09
31.42
32.97
30.71
36.88
34.40
35.49
35.66
第 1期 苏素娇等：星点设计-效应面法优化藤茶总黄酮超声提取工艺 29
＞提取时间（X3）。 本试验选用的模型极显著（P＜
0.01），失拟项不显著（P＞0.05），说明未知因素对
实验结果干扰很小，二项式拟合模型为成功模型，
实测值与预测值基本吻合，有较好的预测作用。
2.7 工艺条件优化与预测 根据二次多项式模
型， 绘制各考察因素与总黄酮含量之间的等高线
图与三维效应曲面图（见图 1～图 6）。根据各因素
水平设定各因素自变量区间，效应值选择极大值，
得到最佳提取工艺条件： 乙醇体积分数 60.75%，
溶媒倍量 32.73 倍，提取时间 27.40 min，此时 Y有
最大预测值 36.26%。 考虑到实际生产情况，将各
因素条件取整确定藤茶总黄酮最佳提取工艺条件
为 30 倍量 60%乙醇超声提取 2 次，每次 28 min。
2.8 验证试验 按 2.7 项的最佳工艺条件提取并
测定藤茶中总黄酮的得率为 35.41% ，RSD 为
1.67%，预测值为 36.27%。 结果表明所建立的数学
模型具有良好的预测性，所选工艺条件重现性好。
3 讨 论
3.1 单因素实验 结果显示乙醇体积分数、溶媒
比、提取时间对总黄酮的提取率有较显著的影响，
提取温度和提取次数影响较小。所以，选取乙醇体
积分数、溶媒比、提取时间为变量运用星点设计-
效应面法作进一步的优化。
3.2 星点设计 结果表明，最佳提取工艺条件为
30 倍量 60%乙醇，超声提取 2 次，每次 28 min。在
此条件下，总黄酮得率为 35.41%。 本实验采用非
线性拟合的星点设计-效应面法拟合得出最佳条
件，可以很好地解决传统正交设计的不足，提高优
化效果。
本实验采用超声提取法提取藤茶总黄酮，此
法与传统方法比较，具有节约能源、操作简单、节
省时间等优点，得率较高，在中药提取中具有良好
的应用前景。
参考文献：
［1］ 国家中医药管理局编委会 . 中华本草［M］. 13 卷 . 上海：上
海科学技术出版社，2008：4229.
［2］ 陈业，罗祖友，向东山 . 藤茶黄酮类化合物的提取分离与定
量方法研究进展［J］. 湖北民族学院学报：自然科学版，2008，
26（3）：277-281．
［3］ 刚振坤，马英丽，吴伦，等 ． 星点设计-效应面法优化北五味
子果实提取工艺［J］． 中国实验方剂学杂志 ，2011，17（23）：
28-31．
［4］ 刘艳杰， 项荣武. 星点设计-效应面法在药学试验设计中的
应用［J］. 中国现代应用药学，2007，24（6）：455-457．
［5］ 吴伟，崔光华，陆彬. 实验设计中多指标的优化：星点设计和
总评“归一值”的应用［J］. 中国药学杂志，2000，35（8）：530-
533.
福建中医药大学学报 第 23 卷30