篩選實驗的學(xué)習(xí)資料

篩選實驗的學(xué)習(xí)資料第1頁/共165頁本章內(nèi)容提要第一節(jié)因素篩選的重要性第二節(jié)獨立因素篩選實驗的數(shù)學(xué)模型第三節(jié)析因設(shè)計第四節(jié)分式析因設(shè)計第五節(jié)2水平因素篩選實驗舉例第六節(jié)對稱篩選實驗設(shè)計第七節(jié)非對稱篩選實驗設(shè)計第八節(jié)小節(jié)第2頁/共165頁第一節(jié)因素篩選的重要性一、篩選實驗及其目的：篩選實驗：是為了了解因素對效應(yīng)的影響大小和方向的實驗，通過篩選實驗，設(shè)計者可以確定對效應(yīng)有影響的因素，去除無影響的因素。篩選實驗的目的是去偽存真，而不是為了找出完整的效應(yīng)面。第3頁/共165頁第一章描述了一個擠出-滾圓法制備微丸的實例：如果造粒時間升至5分鐘，得率如何？實驗范圍為2-5分鐘的結(jié)果可以推廣至1、6分鐘嗎？不能推廣，否則有誤差。加入為了擴大實驗范圍，將造粒時間的范圍設(shè)定為1-8分鐘，可行嗎？由于跨度大，中間可能漏去某些有意義的點，使結(jié)果產(chǎn)生偏移。從上可知：往往有多種因素需要篩選。甚至是混合設(shè)計。第4頁/共165頁第二節(jié)獨立因素篩選實驗的數(shù)學(xué)模型數(shù)學(xué)模型對于指導(dǎo)實驗設(shè)計具有重要意義。數(shù)學(xué)模型對于解析實驗結(jié)果十分重要。數(shù)學(xué)模型的存在與否應(yīng)經(jīng)過統(tǒng)計學(xué)檢驗。第5頁/共165頁一、單因素多水平實驗1、單因素二水平：其中b0為常數(shù)，代表效應(yīng)的真實值或理論值。e代表實驗誤差，其平均值為0。設(shè)計者旨在發(fā)現(xiàn)因素的變化對效應(yīng)的影響，而其真實情況并不是設(shè)計者所關(guān)心的。2、參考態(tài)模型(thereferencestatemodel)：在參考態(tài)A狀態(tài)下：在B狀態(tài)下：第二項為F1從A狀態(tài)變?yōu)锽后效應(yīng)的變化值。第6頁/共165頁3、補償模型(presence-absencemodel)或Free-Wilson模型：設(shè)定一個與A、B狀態(tài)無關(guān)的虛擬態(tài)，則：在A下：在B下：其中：b1,A，b1,B分別為A、B狀態(tài)下的效應(yīng)與虛擬態(tài)的效應(yīng)的區(qū)分值。對稱設(shè)計：b1,A+b1,B=0

由于A、B狀態(tài)下相應(yīng)值的變化是不同的，因此，上述對稱設(shè)計不易操作。通常的對稱設(shè)計是指：當F1為“A”時，x1,A=1而x1,B=0

當F1為“B”時，x1,A=0而x1,B=1

且：x1,A+x1,B=1因此，補償模型為：第7頁/共165頁圖3-1參考態(tài)模型和補償模型

F1F1參考態(tài)模型補償模型b’1,B/Ab’0b0虛擬態(tài)ABb1,Bb1,AY第8頁/共165頁例1某反應(yīng)在25、40℃下的收率分別為32%和60%。參考態(tài)模型：b’0為32%，b’1,B/A為28%。補償模型：b0為46%，b1,A、b1,B分別為-14%和14%。

第9頁/共165頁以四種催化劑C1、C2、C3、C4作為反應(yīng)的催化劑得到的上述反應(yīng)的得率分別為：32、60、42、34%則其數(shù)學(xué)模型為：b0=（32+60+42+34）/4=42%b2,A=32-42=-10

b2,B=60-42=18b2,C=42-42=0

b2,D=34-42=-8單因素4水平第10頁/共165頁單因素多水平實驗的數(shù)學(xué)模型同樣可以推廣到單因素n水平的數(shù)學(xué)模型：各水平之和為1各系數(shù)之和為0第11頁/共165頁二、多因素多水平實驗當上述化學(xué)反應(yīng)F1（溫度）和F2（催化劑）同時改變時，其數(shù)學(xué)模型為：其中b1,A+b1,B=0,x1,A+x1,B=1

b2,A+b2,B+b2,C+b2,D=0,x2,A+x2,B+x2,C+x2,D=1自由度：F1為2-1=1；F2為4-1=3；數(shù)學(xué)模型為7-2=5第12頁/共165頁推而廣之m各因素，n水平：同樣：各因素水平之和為1，系數(shù)之和為0，數(shù)學(xué)式的總自由度為：第13頁/共165頁三、篩選實驗的數(shù)學(xué)模型的共性實驗次數(shù)取決于數(shù)學(xué)模型中系數(shù)數(shù)，應(yīng)不小于獨立系數(shù)數(shù)，即p值。如果實驗次數(shù)正好為p，則該實驗設(shè)計是飽和的，如果接近p，則為近飽和。篩選實驗的總成本應(yīng)占總投入的20-30%。篩選實驗盡量選擇正交的，即使實驗互不相干，各系數(shù)的估算應(yīng)以達到高精度為目標。第14頁/共165頁表1常用的篩選實驗實驗名實驗數(shù)水平方法Hadamard(或Plackett&Burman)設(shè)計4n：4,8,12,16,20,24,28,32…..2見后面的介紹對稱分式析因設(shè)計Snk’:4,8,16,32,64,9,27,16,64,25,49Sn個水平見后面的介紹非對稱分式析因設(shè)計因具體設(shè)計而有差別因具體設(shè)計而有差別見后面的介紹D-優(yōu)設(shè)計(D-optimum)實驗數(shù)應(yīng)不小于p因具體設(shè)計而有差別見后面的介紹第15頁/共165頁第三節(jié)析因設(shè)計

FactorialDesigns 第16頁/共165頁一、概述析因設(shè)計是科學(xué)研究中常用的設(shè)計方法，是一種包含各因素在各種水平下的處理組合的實驗設(shè)計。在析因?qū)嶒炛?，每一次完全試驗或每一次重?fù)中因素的所有可能的水平組合部被研究到。析因設(shè)計實驗可以是由水平數(shù)不相等的因素組成，更多的情況下，為了便于計算，往往選擇水平數(shù)相等的因素進行實驗，本節(jié)將主要介紹水平數(shù)相等的析因設(shè)計。第17頁/共165頁A、B兩因素在不同水平下的析因設(shè)計B1B2……BbA1y111,y112,...,y11ny121,y122,...,y12n……y1b1,y1b2,...,y1bnA2y211,y212,...,y21ny221,y222,...,y22n……y2b1,y2b2,...,y2bn…………………………Aaya11,ya12,...,ya1nya21,ya22,...,ya2n……yab1,yab2,...,yabn第18頁/共165頁析因設(shè)計的有關(guān)術(shù)語單獨效應(yīng)（simpleeffects）：其它因素（factor）的水平（level）固定為某一值時，某一因素的效應(yīng)。主效應(yīng)（maineffects）：某因素各單獨效應(yīng)的平均效應(yīng)。對于2水平的試驗，為某因素2個水平平均值的差。交互作用（Interaction）：某一因素效應(yīng)隨著另一因素變化而變化的情況。如一級交互作用AB、二級交互作用ABC…。會掩蓋主效應(yīng)，要重新設(shè)計實驗。第19頁/共165頁線性模型進行統(tǒng)計分析第20頁/共165頁方差分析對于A、B因素析因設(shè)計實驗的方差分解為：SSt=SSA+SSB+SSAB+SSE其中，SSt、SSA、SSB、SSAB、SSE分別為總方差、A處理方差、B處理方差、交互作用方差和誤差方差。第21頁/共165頁統(tǒng)計方法對主效應(yīng)A：對主效應(yīng)B：對交互作用AB：第22頁/共165頁二因素模型的統(tǒng)計分析第23頁/共165頁二因素析因設(shè)計的方差分析表第24頁/共165頁二因素析因設(shè)計每個觀察只有一個值無法估算交互作用第25頁/共165頁例1在研究阿司匹林片劑時，考察了8%黏合劑淀粉漿A加入量分別為干粉重10%（A1）、20%（A2）和潤滑劑硬脂酸鎂B加入量分別為干顆粒重0.5%（B1）、1%（B2）在不同用量下對片劑崩解時間的影響。實驗結(jié)果見下表。下圖為崩解時間隨因素A、B的變化情況。第26頁/共165頁黏合劑對阿司匹林片劑崩解時間的影響實驗試驗序號處理組合崩解時間備注1A1B1202A1B2303A2B1404A2B252第27頁/共165頁A、B的主效應(yīng)：A=（40+52）/2-（20+30）/2=21B=（30+52）/2-（20+40）/2=11第28頁/共165頁例2在研究阿司匹林片劑時，考察了黏合劑10%聚維酮A加入量分別為干粉重20%（A1）、30%（A2）和潤滑劑硬脂酸鎂B加入量分別為干顆粒重0.5%（B1）、1%（B2）在不同用量下對片劑崩解時間的影響。實驗結(jié)果見表。崩解時間隨因素A、B的變化情況見圖。第29頁/共165頁黏合劑對阿司匹林片劑崩解時間的影響實驗試驗序號處理組合崩解時間備注1A1B1202A1B2403A2B1504A2B212第30頁/共165頁第31頁/共165頁在藥劑學(xué)中的應(yīng)用片劑處方篩選：DrugDevIndPharm.1991;17(10):1343-1371；DrugDevIndPharm.1991;17(17):2373-2389；DrugDevIndPharm.1999;25(11):1167-1176.微球處方、工藝：JMicroencapsul.2001;18(5):651-662；JMicroencapsul.2002;19(4):473-484.流化床包衣：JPharmPharmSci.2002;5(3):272-278混懸劑：DrugDevIndPharm.1996;22(7):623-630.第32頁/共165頁二、2k析因設(shè)計從前面的章節(jié)可以看出，k個2水平的因素的有2k處理組合，實驗有2k觀察值。由于在未來的效應(yīng)面設(shè)計中常常是2k+星點，因此，該設(shè)計具有重要意義。第33頁/共165頁22設(shè)計第34頁/共165頁22析因設(shè)計處理組合和對照系數(shù)第35頁/共165頁一個因素的平均效應(yīng)定義為那因素的水平變化產(chǎn)生的響應(yīng)變化在另一因素的水平上取平均值

第36頁/共165頁22方差分析第37頁/共165頁23設(shè)計(1)、a、b、ab、c、ac、bc、abc第38頁/共165頁23實驗設(shè)計表第39頁/共165頁第40頁/共165頁代數(shù)代碼第41頁/共165頁一般的2k析因設(shè)計第42頁/共165頁列的對照及其方差分析第43頁/共165頁2k方差分析表第44頁/共165頁附加中心點的2k析因設(shè)計第45頁/共165頁第46頁/共165頁例1OptimizationofPLGANanoparticlesContainingItraconazoleUsing23FactorialDesign

AAPSPharmSciTech2003;4(4)Article71

PLGANanoparticles：biocompatible,biodegradable,andbioresorbable.PLGAnanoparticlescanbeformedbyinterfacialdepositionfollowingsolventdisplacementtechnique:First,thepolymer,phospholipidmixture,andbenzylbenzoatearedissolvedinacetone.Then,theorganicsolutionispouredintoanaqueousphasecontainingasurfactant(eg,poloxamer)undermoderatestirring.Acetonediffusesimmediatelyintotheaqueousphase,inducingthedepositionandprecipitationofthepolymeraroundtheoilydroplets.第47頁/共165頁23析因設(shè)計：2次重復(fù)，中心重復(fù)5次

因素水平表第48頁/共165頁實驗設(shè)計表第49頁/共165頁響應(yīng)指標測定DeterminationofParticleSize：Byphotoncorrelationspectroscopy(PCS)usinganAutosizerIIC.Forparticlesizeanalysis,PGNIweredispersedinultrapurewaterfiltratedthrougha0.22-μmnylonmembraneforminimizingdust.Measurementswerecarriedoutat30°Cusinga632.8nmlaseratanangleof90°.DeterminationofEncapsulationEfficiency:Afterfil-trationthroughasinteredglassfilter(porosity4,meshsize5-15μm).第50頁/共165頁統(tǒng)計處理：ResponseSurfaceAnalysis

粒徑、載藥量和包封率：按ANOVA和回歸分析：第51頁/共165頁優(yōu)化處理第52頁/共165頁實驗結(jié)果第53頁/共165頁方差分析結(jié)果第54頁/共165頁回歸結(jié)果第55頁/共165頁各因素對粒徑的影響第56頁/共165頁PLGA，benzylbenzoateanditraconazole對粒徑有顯著影響PLGA和itraconazole有正性相互作用，P<.001PLGAandbenzylbenzoate有負性相互作用，P<.001中心點有顯著彎曲，但得到的回歸方程仍具有良好的預(yù)測性（Table5）。第57頁/共165頁各因素對載藥量的影響第58頁/共165頁PLGA，benzylbenzoateanditraconazole對載藥量有顯著影響benzylbenzoate提高，可以增加藥物的溶解度，繼而提高載藥量PLGA和itraconazole有正性相互作用，P<.001itraconazoleandbenzylbenzoate有正性相互作用，P<.001中心點有顯著彎曲，但得到的回歸方程仍具有良好的預(yù)測性（Table5）。第59頁/共165頁Y1、y2、y3重疊圖

Figure3A：300≤Y1(theparticlesize)≤400;450≤Y2(ITRAe)≤550;and60≤Y3(ITRAe[%])≤70.Figure3B：200≤Y1(theparticlesize)≤300;450≤Y2(ITRAe)≤550;and60≤Y3(ITRAe[%])≤70.

第60頁/共165頁優(yōu)化Usingthedesirabilityapproach:thetargetofITRAe500μg/mL(450–550)μg/mL;Theparti-cle300-400nm;theITRAe(%)60%to70%Fourso-lutionswerefound.Thesolutionhavingthehighestoveralldesirability(D=0.769)wascomposedof10mg/mLofPLGA,16.94μg/mLofbenzylbenzoate,and1001.01μg/mLofitraconazole.ThedesirabilityfunctionresponsesurfaceandcontourplotareshowninFigures4Aand4B,respectively.Verificationofthepredictedvaluewasmadebyusingnanoparticlespreparedusingtheoptimizedcondi-tions(Formula4inTable5).Theparticlesizeandamountofitraconazoleentrappedinnanoparticlesareinthe95%predictioninterval.Theseresultsthereforecorroboratethepredictedvalues,andtheeffectivenessofthemodel.第61頁/共165頁第62頁/共165頁采用dx6處理：列表第63頁/共165頁各效應(yīng)對粒徑的影響：

效應(yīng)半正態(tài)概率圖第64頁/共165頁第65頁/共165頁對粒徑影響的方差分析結(jié)果來源平方和DF自由度均方F值Prob>F模型3.258E+005746536.052757.65<0.0001A70902.38170902.384201.56<0.0001B43461.83143461.832575.48<0.0001C1.767E+00511.767E+00510471.85<0.0001AB361.951361.9521.450.0006AC34252.76134252.762029.76<0.0001BC34.52134.522.050.1782ABC23.77123.771.410.2583彎曲30311.86130311.861796.23<0.0001誤差202.501216.88CorTotal3.563E+00520第66頁/共165頁線性模型各效應(yīng)系數(shù)擬合結(jié)果

因素系數(shù)估算值DF標準差95%CILow95%CIHighVIFIntercept373.7211.03371.48375.96A-A66.5711.0364.3368.811.00B-B52.1211.0349.8854.361.00C-C105.0911.03102.86107.331.00AB-4.7611.03-6.99-2.521.00AC46.2711.0344.0348.511.00BC1.4711.03-0.773.711.00ABC1.2211.03-1.023.461.00CenterPoint89.2012.1084.6293.791.00注：CI：置信限；VIF：誤差放大因子第67頁/共165頁析因設(shè)計的Yates算法23析因設(shè)計的Yates算法第68頁/共165頁無重復(fù)的析因設(shè)計殘差分析前面提到無重復(fù)的析因設(shè)計可以將高階交互作用作為誤差列，其依據(jù)是效應(yīng)稀疏原理（即起主要作用的往往是主效應(yīng)和低階交互作用），用作方差分析然而有時高階交互作用是存在的1959年，Daniel提出效應(yīng)-概率圖，即認為可忽略的因素的方差一般在零方差s2附近。即將效應(yīng)對其出現(xiàn)的概率作圖，在一條直線附近的因素為無效因素。第69頁/共165頁估算效率-效率圖按對照計算各效應(yīng)估算值、排序、計算其概率。第70頁/共165頁第71頁/共165頁正態(tài)性假定的原理如果樣本滿足關(guān)于誤差的

NID(0，s2)假定，則此樣本的效應(yīng)或殘差與中心在零點處的正態(tài)分布的樣本所得圖象相像。但是，對小的樣本，由于經(jīng)常出現(xiàn)明顯的波動，所以圖象上中度偏離正態(tài)性的出現(xiàn)不是一定包含了嚴重違反正態(tài)性假定的意思，并需要進行進一步的分析。第72頁/共165頁例3微丸泛制本例為一種濕法制粒、流化床滾動造粒的工藝的研究。篩選了滾動速度、噴霧水量、以及噴霧壓力對微丸粒徑及其分布的影響，采用了無重復(fù)的23析因設(shè)計法。微丸的制備工藝如下：取等量微晶纖維素和乳糖混勻后置于流化床中，開啟流化床（進氣口27±1°C、氣壓0.3-0.5巴）。噴入適量水，噴霧結(jié)束后繼續(xù)在40oC下干燥15分鐘。第73頁/共165頁

實驗因素及水平表

因素-1+1A：滾動速度(rpm)10001400B：噴入水量（ml）12501750C：霧化壓力（巴）1.53第74頁/共165頁DX表第75頁/共165頁效應(yīng)-概率圖第76頁/共165頁23析因設(shè)計的方差分析結(jié)果來源平方和自由度均方F值Prob>FModel1.025E+00661.708E+0052675.810.0148A79680.32179680.321248.030.0180B2.324E+00512.324E+0053639.400.0106C4032.0214032.0263.150.0797AB48578.45148578.45760.880.0231AC4.958E+00514.958E+0057765.820.0072BC1.646E+00511.646E+0052577.580.0125Residual63.84163.84CorTotal1.025E+0067

第77頁/共165頁各效應(yīng)系數(shù)的擬合結(jié)果及置信限

因素系數(shù)估算值DF標準差95%CILow95%CIHighVIFIntercept731.4012.82695.50767.30A-A-99.8012.82-135.70-63.901.00B-B170.4312.82134.53206.321.00C-C-22.4512.82-58.3513.451.00AB77.9212.8242.03113.821.00AC248.9512.82213.05284.851.00BC143.4312.82107.53179.321.00第78頁/共165頁線性模型的彎曲性檢驗—中心對照的2k析因設(shè)計彎曲性的檢驗方法是基于下面的數(shù)學(xué)模型：第79頁/共165頁3k析因設(shè)計第80頁/共165頁三、2水平分式析因設(shè)計尤其適用與篩選試驗可以降低試驗次數(shù)第81頁/共165頁第82頁/共165頁23分式析因設(shè)計選取四種處理組合a、b、c、abc作為新的設(shè)計，組成23-1析因設(shè)計第83頁/共165頁23析因設(shè)計符號表第84頁/共165頁主效應(yīng)和別名第85頁/共165頁23主分式設(shè)計第86頁/共165頁23備選分式設(shè)計第87頁/共165頁分式析因設(shè)計的分辨度分辨度是指分式設(shè)計對效應(yīng)的分辨程度，一般與定義關(guān)系中的字母數(shù)相當。分辨度越高，說明對假設(shè)條件的限制少，可以更多的考慮交互作用第88頁/共165頁構(gòu)造二分之一分式設(shè)計第89頁/共165頁復(fù)習(xí)：2k構(gòu)造第一列為I，皆正號。主效應(yīng)列：逢高水平取正號，反之亦然。交互作用列：為相應(yīng)主效應(yīng)列之積。第90頁/共165頁左為主分式設(shè)計，右為備選分式設(shè)計第91頁/共165頁交互作用問題（24-1）第92頁/共165頁2水平分式析因設(shè)計的結(jié)果分析1、估算效率-概率圖：篩選顯著因素2、方差分析第93頁/共165頁25-1分式析因設(shè)計第94頁/共165頁第95頁/共165頁方差分析SST=SSA+SSB+SSC+SSAB+SSE第96頁/共165頁二分之一析因設(shè)計的Yates計算先將數(shù)據(jù)看成由k-1個變量的完全析因設(shè)計所得。即先將k-1個因素2水平的完全析因設(shè)計的標準順序列出，然后對這些處理組合附加一個括號內(nèi)的字母以得出實際要做的處理組合，然后進行Yates算法。實際被估算的效應(yīng)等于與2k-1設(shè)計的處理組合有關(guān)系的效應(yīng)和有2k-1分式析因設(shè)計的定義關(guān)系確定的效應(yīng)之復(fù)合。第97頁/共165頁第98頁/共165頁例：ControlledreleaseofhyaluronanoligomersfrombiodegradablepolymericmicroparticlecarriersElizabethL.Hedberg，JournalofControlledRelease100(2004)257–266hyaluronanoligomers可以促進關(guān)節(jié)形成。是一種普遍存在的、分子量非常高的多糖，它在眼科、外科學(xué)上特別重要。HA起分子“減震器”的作用，并作為細胞穩(wěn)定劑，而且其粘彈性對于分離組織和保持形狀是重要的。她是組織潤滑的關(guān)鍵成分并認為在傷口愈合起主要作用。最后，HA非熱解特性使其成為移植的理想護套，使身體能忍受反應(yīng)。PLGA可以作為支架，也可控釋hyaluronanoligomers本研究的目的是研究HY分子量、載藥量、PEG的量、PLGA的分子量對HY釋放的影響第99頁/共165頁實驗設(shè)計：24-1設(shè)計其中因素順序按CBA排列，為備選分式設(shè)計第100頁/共165頁微球制備采用乳化（W/O）-溶劑蒸發(fā)法。HY溶于125ml水中，與1mlPLGA、PEG的二氯甲烷溶液混合1min。向乳劑中加入1.5ml0.3%PVA溶液，蝸旋1min。然后，將乳劑加入99.5ml0.3%PVA和100ml異丙醇(2%inddH2O)中（250-ml燒杯），用50-mm攪拌子在270rpm攪拌1小時。180g離心速度下離心1分鐘收集微球，冷凍干燥12小時。第101頁/共165頁微球的特性測定釋放度：20mg微球置于1.8-ml試管中(n=5)用1.5mlofPBS(pH=7.4)混懸。37°C震蕩，在12h,1,4,7,14,17,21,28天取樣，離心(180g、1分鐘)。樣品置于-40°C直至分析。微球繼續(xù)用PBS分散，繼續(xù)實驗。粒徑：Multisizer3CoulterCounter(BeckmanCoulter,Fullerton,CA)。載藥量：20mg微球溶于1ml二氯甲烷中，6h后加入1mlPBS萃取HY。測定HY濃度。包封率：實際載藥量與理論值之比。第102頁/共165頁結(jié)果各因素對粒徑無顯著影響；PEG、PLGA分子量對包封率影響?。欢d藥量、HY的分子量對包封率影響較大。第103頁/共165頁第104頁/共165頁對釋放度的影響釋放度按三相分析：突釋相和釋放相2、釋放相3。第105頁/共165頁對突釋相：PEG的影響小，而HY、PLGA、HY分子量影響較大。二相：PEG、HY分子量影響較大。三相：PLGA分子量影響較小。第106頁/共165頁第107頁/共165頁問題：試分析交互作用？第108頁/共165頁2k四分之一分式設(shè)計構(gòu)造方法：先寫出2k-2析因設(shè)計，然后，加上兩列。該兩列為k-2個因素恰當?shù)慕换プ饔媒M成。第109頁/共165頁第110頁/共165頁一般的2k-p分式設(shè)計第111頁/共165頁第112頁/共165頁第113頁/共165頁Plackett-Burman設(shè)計1946年提出，適合于N次試驗研究K=N-1個變量的二水平分式析因設(shè)計，其中N為4的倍數(shù)。如果N是2的冪，這些設(shè)計就是前面的設(shè)計。一般N=4,8,12，16,20，24，28，36….一般是N=12時有三個主效應(yīng)第114頁/共165頁1、N=4、8、12、16、20、24的Plackett-Burman設(shè)計可以將下表中的行作為第一行或列，第二行或列的產(chǎn)生是將前一行或列的第一個元素后移至最后，其它元素上移一格。N小于8意義不大N第一行（或列）4++-8+++-+--12++-+++---+-16++++-+-++--+---20++--++-+-+-+----++-24+++++-+-++--++--+-+----第115頁/共165頁11因素12次試驗可以考察11個因素，即數(shù)學(xué)模型：第116頁/共165頁2、N=28的設(shè)計由三個小表組成（A、B、C）1-9行ABC10-18行BCA19-27行CAB28行均為負號第117頁/共165頁統(tǒng)計分析應(yīng)適當留有空白列才可以，否則應(yīng)將被認為是無效的因素作為誤差列求平方和、自由度求均方求F值統(tǒng)計意義可信性降低，但仍有意義第118頁/共165頁例1：擠出-滾圓法制備微丸產(chǎn)品應(yīng)為圓形或橢圓形1mm數(shù)量級的光滑顆粒其處方中通常含稀釋劑、粘合劑、水等（有時可以加入其它物料）其制備過程是先制備軟材（Awetplasticmass），繼而從很多小孔中擠出，得到長度不超過3mm的條狀物，最后在一個盤中快速滾圓因此，要篩選的因素既包括處方因素（粘合劑、稀釋劑、水量），也包括工藝因素（造粒時間、擠出速度、滾圓投量、滾圓時間、滾圓速度等）第119頁/共165頁擠出-滾圓法因素水平表因素單位低限中間值高限粘合劑用量X1%0.50.751水量X2%404550造粒時間X3分11.52滾圓加量X4公斤12.54滾圓速度X5轉(zhuǎn)/分7509001100擠出速度X6轉(zhuǎn)/分1537.560滾圓時間X7分23.55第120頁/共165頁Plackett-Burman設(shè)計：備擇設(shè)計編號X1X2X3X4X5X6X7Y%1---+-++55.92+---+-+51.73++---+-78.14-++---+61.95+-++---76.16-+-++--59.17--+-++-50.88+++++++62.1第121頁/共165頁結(jié)果處理通過對應(yīng)的對照/8可以獲得各項系數(shù)。第122頁/共165頁處理結(jié)果b0=62;b1=5;b2=3.3;b3=0.8;b4=1.3;b5=-4.1;b6=-0.2;b7=-6方差分析表明：b1,b7有統(tǒng)計學(xué)意義，其余沒有意義?？梢圆捎弥行膶φ辗z驗。如在中心點重復(fù)4次實驗，其Y分別測定為64.3,67.9,66,63.8%。計算得平均值為65.5，標準差為1.86%，每個系數(shù)的標準差估算為1.86/80.5=0.66%。根據(jù)中心對照點的自由度為3，查t-檢驗臨界值表得95%置信限為3.18,故各參數(shù)的臨界值為0.66*3.18=2.09，因此，b1,b2,b5,b7有顯著意義。本實驗設(shè)計的目的在于發(fā)現(xiàn)影響得率的顯著性因素，而不是為了發(fā)現(xiàn)產(chǎn)率的變化趨勢。如果實驗結(jié)果表明因素自低向高水平變化對結(jié)果的影響呈線性，則可以用線性方程推導(dǎo)結(jié)果。本實驗的中心對照點的均值為65.5與b0=62相比有顯著差異，說明線性關(guān)系不顯著，有彎曲。第123頁/共165頁例2溶出度方法的論證溶出度測定方法的耐用性是衡量方法的一個重要方面。某藥物的擬采用0.01N鹽酸、0.05%Tween80、槳法、轉(zhuǎn)速50rpm、37oC、脫氣的溶劑進行試驗。因此，擬進行8因素考察，確定影響溶出度耐用性的因素。第124頁/共165頁因素和水平表因素正常值水平-1+1鹽酸濃度X10.010.0090.011吐溫濃度X20.05%0.040.06轉(zhuǎn)速X350rpm4555溫度X4373539溶出介質(zhì)脫氣X5Yesny取樣位置X6中間低高操作者X7AB設(shè)備X8VW第125頁/共165頁實驗設(shè)計表No.X1X2X3X4X5X6X7X8X9X10X11T75%1++-+++---+-20.52-++-+++---+16.53+-++-+++---16.74-+-++-+++--19.35--+-++-+++-14.76---+-++-+++18.17+---+-++-++15.58++---+-++-+17.99+++---+-++-16.510-+++---+-++19.111+-+++---+-+16.712-----------20.5后三列作為誤差列，用于方差分析第126頁/共165頁實驗結(jié)果分析計算得b0=17.9min;b1=-0.4;b2=1.6;b3=-1.6;b4=1.8;b5=-0.6;b6=-0.2;b7=-0.8;b8=-0.6本實驗有三列誤差列，無須中心對照點，可以計算其估算標準差=s/120.5,s2=(ss9+ss10+ss11)/3=(0.12+0.22+0.42)/3=0.07,s=0.26查t-檢驗表，自由度為3，95%置信限為3.182,故臨界值=0.26*3.182=0.827故X2、X3、X4有意義。第127頁/共165頁三、3k析因設(shè)計1、實驗結(jié)果可以進行二次關(guān)系式的擬合，但不是最佳方法。2、以0、1、2分別代表因素的水平3、每次試驗的編號以ABC…..的代號表示，例如對于33設(shè)計，012表示A0、B1、C2水平。4、3k個處理組合，總自由度為3k-1，每個主效應(yīng)有2個自由度第128頁/共165頁32設(shè)計表頭設(shè)計:第129頁/共165頁平方和的計算任一主效應(yīng)的平方和可以分解為一個線性分量和一個二次分量。第130頁/共165頁交互作用的平方和第131頁/共165頁例第132頁/共165頁第133頁/共165頁第134頁/共165頁第135頁/共165頁33析因設(shè)計第136頁/共165頁33處理組合第137頁/共165頁一般的3k設(shè)計第138頁/共165頁第139頁/共165頁第140頁/共165頁3k設(shè)計的Yates計算法第141頁/共165頁第142頁/共165頁實例：反相蒸發(fā)法制備阿昔洛韋脂質(zhì)體阿昔洛韋：對HSV、HZV療效確切阿昔洛韋：吸收差、皮膚和神經(jīng)節(jié)的分布差脂質(zhì)體可以形成皮膚的貯庫，改善分布目標：制備2-5mm脂質(zhì)體第143頁/共165頁設(shè)計原理阿昔洛韋水中溶解度為1/400，有機溶劑中幾乎不溶，因此，應(yīng)制備單孔脂質(zhì)體以確保大的包封率和載藥量反相蒸發(fā)法（REV）常用于制備單孔脂質(zhì)體REV的影響因素：油相體積，水相體積，藥/磷脂/膽固醇的比例優(yōu)化目標：高PDE、低磷脂、適當?shù)哪懝檀嫉?44頁/共165頁制備過程磷脂、膽固醇、VE溶于乙醚，阿昔洛韋藥液加入，超聲乳化蒸去溶劑至形成凝膠振搖至凝膠破壞，進一步蒸去溶劑反復(fù)三次第145頁/共165頁第146頁/共165頁第147頁/共165頁脂質(zhì)體特性分析PDE：透析除去游離的阿昔洛韋后測定脂質(zhì)體粒徑測定：顯微鏡觀察統(tǒng)計學(xué)處理：第148頁/共165頁結(jié)果分析回歸分析：PDE第149頁/共165頁第四節(jié)均等（Symmetrical）水平的分式析因設(shè)計的問題所有因素的水平數(shù)相等所有的實驗安排可以參考前面的分式析因設(shè)計進行試驗一個實驗次數(shù)為sk’析因設(shè)計可以優(yōu)化k個因素，最多可以解決的模型參數(shù)數(shù)p：

p=1+k(s-1);sk’≥1+k(s-1)第150頁/共165頁水平均衡設(shè)計的篩選表設(shè)計k’n=sk’k27//23384-7215//244168-15231//2553216-3134//32292-4313//333275-13340//3448114-4045//422162-5421//433646-2156//522252-6531//5331257-3178//722492-8第151頁/共165頁27//23實驗X1X2X3X4X5X6X71000111021000011301001014110100050011001610101007011001081111111第152頁/共165頁均衡設(shè)計的數(shù)學(xué)模型及計算分別代入公式計算，如34//32：NoX1X2X3X4100002011230221410115112061202720228210192210第153頁/共165頁第五節(jié)非均衡水平篩選試驗由各種不同水平數(shù)的因素設(shè)計實驗可以分為A、B、C三種收縮(Collapsing)第154頁/共165頁A收縮A型收縮:如需將某些s水平的因素轉(zhuǎn)化為s-1水平，只需將所有s-1水平用0水平替代。如需將某些s水平的因素轉(zhuǎn)化為s-2水平，需將所有s-1水平用0水平替代，同時將所有s-2水平用1水平替代…….如34//32變3321//32。A收縮：34//32→3321//32→3222//32→3123//32→24//32NoX1X2X3X4100002011230221410115112061202720228210192210NoX1X2X3X4100002011030221410115112061200720208210192210第155頁/共165頁B收縮：45//42例如：欲研究藥物與不同膠囊劑輔料的配伍禁忌，因素水平表如下：如采用4×2×3×4×2×2析因設(shè)計，需進行384實驗。因素輔料水平0123稀釋劑乳糖甘露醇磷酸鈣微晶纖維素崩解劑淀粉淀粉羥乙酸鈉粘合劑PVPHPMC淀粉漿潤滑劑硬脂酸鎂甘油山崳酸酯硬脂酸氫化蓖麻油助流劑微粉硅膠無膠囊殼有無第156頁/共165頁采用非均