燈盞花素骨架緩釋片處方配比優(yōu)化研究

燈盞花素骨架緩釋片處方配比優(yōu)化研究

均勻設(shè)計在處方篩選上具有良好的穩(wěn)定性和試驗(yàn)次數(shù)少的特點(diǎn)，已廣泛應(yīng)用于藥物篩選的優(yōu)化和篩選?；炝暇鶆蛟O(shè)計作為一種處方優(yōu)化試驗(yàn)方法,在試驗(yàn)中,每個因素的貢獻(xiàn)被表示成其在處方中所占配比,所有因素總和為1。在此條件下對各因素變量進(jìn)行邊界約束,并進(jìn)行均勻設(shè)計,通過試驗(yàn)求出最優(yōu)解,從而計算出最佳混料比。與傳統(tǒng)的均勻設(shè)計相比,混料均勻設(shè)計只需給出期望的實(shí)驗(yàn)次數(shù)以及各因素的水平范圍,不必給出具體水平,所以各水平的分配更為均勻合理;此外,在制劑處方配比設(shè)計中,傳統(tǒng)的均勻設(shè)計優(yōu)化所確定的輔料總用量不恒定,導(dǎo)致制劑的總量也隨之波動,從而造成給藥體積或重量的不確定性;而有約束混料均勻設(shè)計可在限定輔料總用量的前提下進(jìn)行設(shè)計,并優(yōu)化出最佳配比,從而保證了處方總量的恒定。燈盞花為菊科植物短葶飛蓬Erigermbreviscapus(Vant.)Hand-Mazz的干燥全草,又名燈盞細(xì)辛、東菊。燈盞花素為燈盞花治療心腦血管疾病的有效成分。燈盞花素在體內(nèi)半衰期非常短,為維持持續(xù)穩(wěn)定的血藥濃度,將其研制為親水凝膠骨架片。在研制過程中,發(fā)現(xiàn)阻滯劑以HPMCSH4000與Carbopol71G進(jìn)行配比,具有較好的緩釋效果。本文采用有約束混料均勻設(shè)計方法,以燈盞花素的體外累積釋放度為指標(biāo),優(yōu)化燈盞花素緩釋片中主要輔料的處方配比。1回歸模型的建立在配方均勻設(shè)計中,各因素水平數(shù)都相同,每個配方的因素(自變量)取值(即配方數(shù)據(jù))之和等于1。如用X1、X2、……、Xn表示混料(配方)系統(tǒng)中n種成分各自所占的百分比,混料條件可表示為:Xi≥0(i=1,2,?,n)?∑i=1nXi=1(1)Xi≥0(i=1,2,?,n)?∑i=1nXi=1(1)有約束配方設(shè)計為限定各因素取值范圍的配方設(shè)計,其中各因素的水平最大值之和必須大于1,最小值之和必須小于1。由配方數(shù)據(jù)建立回歸模型,即配方回歸,因?yàn)樽宰兞咳≈抵蜑?,故自變量的個數(shù)比因素數(shù)少1。在選定自變量和因變量后,對于某一個因變量,都可選用前進(jìn)法、自選變量法、最優(yōu)回歸子集法或逐步回歸分析法,建立配方線性回歸、二次回歸或三次回歸模型。單個因變量的最優(yōu)解(最大值或最小值)可直接據(jù)自變量范圍求出。多個因變量的綜合最優(yōu)解,可根據(jù)各因變量的重要性,賦予權(quán)重,由各因變量的回歸模型,求出綜合最優(yōu)解。2實(shí)驗(yàn)材料2.1藥品、試劑與儀器DP30單沖壓片機(jī)(北京國藥龍立有限公司),智能溶出儀(天津大學(xué)無線電廠),AgilentHPLC儀,DAD檢測器(美國Agilent公司)。燈盞花素對照品(野黃芩苷,中國藥品生物制品檢定所),燈盞花素原料(含量>98.0%,云南個舊制藥廠),乳糖(新西蘭乳糖公司,購于上海運(yùn)宏化工有限公司),羥丙基甲基纖維素(HPMCSH4000,日本信越公司,購于上海運(yùn)宏化工有限公司),卡波姆(Carbopol71G,美國Noveon公司,購于諾譽(yù)化工北京辦事處),微晶纖維素(PH101,德國GRS公司,購于上海運(yùn)宏化工有限公司),其余輔料均為藥用級。磷酸二氫鉀,氫氧化鈉,(分析純,北京化學(xué)試劑廠)。2.2軟件均勻設(shè)計軟件UD3.0版(中國數(shù)學(xué)會均勻設(shè)計分會)。3實(shí)驗(yàn)方法3.1由那個團(tuán)隊(duì)組成燈盞花素緩釋片由原料燈盞花素、填充劑乳糖與PH101、阻滯劑HPMC與71G、粘合劑PVPK30、潤滑劑硬脂酸鎂等組成。3.2軟材的制備將燈盞花素(60目)與PH101、乳糖、HPMC,置V型混合器混勻,以5%PVPK30的乙醇溶液為粘合劑,制軟材,40目制粒,50°C干燥,30目整粒,加入71G混勻,最后加入硬脂酸鎂混勻。壓制片徑10mm、片重300mg、片厚4.5mm的片劑。3.3方比例w/w范圍經(jīng)預(yù)試確定處方中HPMC、71G與乳糖用量共為150mg。三者處方比例(w/w)范圍為:HPMC:0.08～0.20;71G:0.05～0.15,乳糖:0.65～0.80。在上述約束范圍內(nèi)進(jìn)行三因素混料均勻設(shè)計,安排8次實(shí)驗(yàn),采用U8[8∧3]得設(shè)計試驗(yàn)表,見表1。3.4外積累率的測定3.4.1流動相、柱溫度和進(jìn)樣量色譜柱:MerckC18(ID4.6mm×250mm,5μm);流動相:水(用磷酸調(diào)pH2.2)-乙腈(80∶20);柱溫:30°C;檢測波長:335nm;流速:1.0mL/min;進(jìn)樣量:20μL。燈盞花素色譜圖如圖1所示。3.4.2累積釋放度測定參照中國藥典2000版二部附錄XD釋放度測定方法,采用槳法,轉(zhuǎn)速50r/min,以900mLpH6.8的磷酸鹽緩沖溶液為溶出介質(zhì)。每次取樣10mL,同時補(bǔ)充同體積溶出介質(zhì)。樣液經(jīng)0.45μm微孔濾膜過濾,取續(xù)濾液在色譜條件下測定燈盞花素含量,據(jù)公式(2)計算累積釋放度。式中,t為時間(h),Qt為時間t的累積釋放度(%),Ct為時間t的濃度(mg/mL),V0為溶出介質(zhì)總體積,本式中V0=900mL,Ci為時間i(h)的濃度,Vi為時間i的取樣體積,本式中Vi=10mL,M為片劑中燈盞花素的含量(mg)。Qt={[Ct?V0+∑i=1t?1(Ci?Vi)]/M}?100%(2)Qt={[Ct?V0+∑i=1t-1(Ci?Vi)]/Μ}?100%(2)3.5評估指標(biāo)的計算3.5.1緩釋片的制作燈盞花素的藥動學(xué)參數(shù)顯示,其半衰期很短(約1h),將其設(shè)計為每12h服用1片的緩釋片。結(jié)合緩釋片的釋放度考察要求,設(shè)計緩釋片的3個時間點(diǎn)對應(yīng)的Qt分別應(yīng)為:Q2h=30%,Q5h=50%,Q10h=80%。3.5.2似因子計算以釋放度相似因子法計算。燈盞花素緩釋片2h、5h、10h各時間點(diǎn)的實(shí)際累積釋放度與設(shè)計累積釋放度的總體的相似因子按公式(3)計算。式中,f2為相似因子,n為時間點(diǎn)(n≥3),Rt為設(shè)計累積釋放度,Tt為實(shí)際累積釋放度。f2越接近1,表明緩釋片的釋放越接近設(shè)計釋放度。f2=50?log{[1+(1/n)∑t=1n(Rt?Tt)2]?0.5?100}(3)f2=50?log{[1+(1/n)∑t=1n(Rt-Τt)2]-0.5?100}(3)3.5.3累積釋放度計算分別對2h、5h、10h各時間點(diǎn)的實(shí)際累積釋放度與設(shè)計釋放度的相似性的評分Y值進(jìn)行計算,計算公式見式(4)、(5)與(6)。各式中,當(dāng)各時間點(diǎn)的累積釋放度越接近設(shè)計累積釋放度,則Y值越接近100。Y2h=(Q2h?20)(40?Q2h)(4)Y5h=(Q5h?40)(60?Q5h)(5)Y10h=(Q10h?70)(90?Q10h)(6)Y2h=(Q2h-20)(40-Q2h)(4)Y5h=(Q5h-40)(60-Q5h)(5)Y10h=(Q10h-70)(90-Q10h)(6)3.6最優(yōu)回歸算子回歸模型以HPMC和71G的含量為回歸自變量,分別以f2為單一因變量和以Y2h、Y5h與Y10h為多因變量進(jìn)行回歸,求出最優(yōu)回歸子集,并對最優(yōu)回歸子集模型進(jìn)行求最優(yōu)解。4結(jié)果與討論4.1表2顯示了各配方中片劑釋放率的測量結(jié)果4.2單一指標(biāo)法的最佳解決方案4.2.1線性回歸與二次回歸的回歸分析自變量HPMC(X1)、71G(X2)與乳糖(X3)中,因?yàn)閄1+X2+X3=1,在限定其中2個因素的水平的同時,另一因素的水平得到限定,因此,選擇其中任2個因素,最終結(jié)果都是一致的。實(shí)驗(yàn)中,選擇X1與X2對f2分別進(jìn)行配方線性回歸與二次回歸,得回歸方程分別為:線性回歸:Y=0.8167-0.9014X1,復(fù)相關(guān)系數(shù)R=0.2804,殘差標(biāo)準(zhǔn)差s=0.1075。二次回歸:Y=-1.4629+30.3735X1-84.8673X21-63.6047X1X2+47.3205X2222,復(fù)相關(guān)系數(shù)R=0.9896,殘差標(biāo)準(zhǔn)差s=0.0228。線性回歸復(fù)相關(guān)系數(shù)較小,殘差標(biāo)準(zhǔn)差較大:而二次回歸復(fù)相關(guān)系數(shù)接近于1,殘差標(biāo)準(zhǔn)差很小,方差分析見表3,F=35.4469>Fa(0.05),表明二次回歸方程有顯著意義。4.2.2hpmc、乳化、造模強(qiáng)度據(jù)二次最優(yōu)回歸子集模型求最大解,得出最優(yōu)處方組成為:HPMC12.51%,71G14.34%,乳糖73.15%,即HPMC18.76g,71G21.51g,乳糖109.72g。在此配比條件下,緩釋片的累積釋放度與設(shè)計釋放度的相似因子f2=0.8408。4.3多指標(biāo)法的最佳解決方案4.3.1回歸方程結(jié)果自變量HPMC(X1)、71G(X2)與乳糖(X3)中,選擇X1與X2為自變量,對因變量Y2h、Y5h與Y10h分別進(jìn)行二次配方回歸,得回歸方程分別為:Y2h=-566.12+8308.83X1+1908.21X2-25539.20X21-13807.31X1X2,復(fù)相關(guān)系數(shù)R=0.9883,殘差標(biāo)準(zhǔn)差s=6.4660,F=31.4499>Fa(0.05),表明回歸方程有顯著意義;Y5h=-608.56+10048.81X1-35479.54X21,復(fù)相關(guān)系數(shù)R=0.9699,殘差標(biāo)準(zhǔn)差s=8.9304,F=39.7138>Fa(0.05),表明回歸方程有顯著意義;Y10h=-10.00+1053.58X1-9482.55X1X2+7336.26X22,復(fù)相關(guān)系數(shù)R=0.9261,殘差標(biāo)準(zhǔn)差s=5.1629,F=8.0288>Fa(0.05),表明回歸方程有顯著意義。4.3.2hpmc配比據(jù)各因變量最優(yōu)回歸子集模型進(jìn)行多因變量綜合分析,各因變量權(quán)重均為1,求最大解,得出最優(yōu)處方組成為:HPMC12.80%,71G14.34%,乳糖72.86%,即HPMC19.2g,71G21.51g,乳糖109.29g。在此配比條件下,緩釋片Y2h=99.17,Y5h=96.42與Y10h=101.66。最優(yōu)處方組成與單一指標(biāo)法求得的最優(yōu)解非常一致。4.4累積釋放度測定對單一指標(biāo)法所求得的綜合最優(yōu)解進(jìn)行驗(yàn)證試驗(yàn)。按照最優(yōu)處方組成制備3批燈盞花素緩釋片,測定各時間點(diǎn)的累積釋放度,見表4與圖3。f2=0.8436,與預(yù)測f2相近,表明最優(yōu)解結(jié)果可信、準(zhǔn)確。5混料均勻設(shè)計實(shí)驗(yàn)方法學(xué)驗(yàn)證5.1本文采用有約束混料均勻設(shè)計方法,分別以燈盞花素體外累積釋放度為單一指標(biāo)與多指標(biāo),對燈盞花素親水凝膠骨架片處方中主要輔料HPMCSH4000、Carbopol71G與乳糖進(jìn)行配比優(yōu)化,兩種方法所得最優(yōu)解一致,所制得的片劑具有理想釋放度,外觀、硬度、脆碎度均符合規(guī)定。5.2本文所用的均勻設(shè)計,可以將HPMC、71G、乳糖作為考察對象,也可以將HPMC、71G、PHl01作為考察對象,還可以將HPMC、71G、乳糖、PH101作為考察對象(即4因素),但影響燈盞花素釋放度的根本因素是HPMC、71G的用量。此外,所研制的燈盞花素片的片重固定為300mg,當(dāng)設(shè)定HPMC與71G的水平后,填充劑的量必須相應(yīng)進(jìn)行調(diào)整,以確保片重固定(即混料均勻設(shè)計基本原理),因此,為簡化起見,本研究將PH101用量固定,考察HPMC、71G、乳糖的用量。5.3對于非單一評價指標(biāo)的研究體系,混料均勻設(shè)計的試驗(yàn)點(diǎn)更具靈活性和代表性,優(yōu)化結(jié)果更為穩(wěn)健