灯盏花素骨架缓释片处方配比优化研究

灯盏花素骨架缓释片处方配比优化研究

均匀设计在处方筛选上具有良好的稳定性和试验次数少的特点，已广泛应用于药物筛选的优化和筛选。混料均匀设计作为一种处方优化试验方法,在试验中,每个因素的贡献被表示成其在处方中所占配比,所有因素总和为1。在此条件下对各因素变量进行边界约束,并进行均匀设计,通过试验求出最优解,从而计算出最佳混料比。与传统的均匀设计相比,混料均匀设计只需给出期望的实验次数以及各因素的水平范围,不必给出具体水平,所以各水平的分配更为均匀合理;此外,在制剂处方配比设计中,传统的均匀设计优化所确定的辅料总用量不恒定,导致制剂的总量也随之波动,从而造成给药体积或重量的不确定性;而有约束混料均匀设计可在限定辅料总用量的前提下进行设计,并优化出最佳配比,从而保证了处方总量的恒定。灯盏花为菊科植物短葶飞蓬Erigermbreviscapus(Vant.)Hand-Mazz的干燥全草,又名灯盏细辛、东菊。灯盏花素为灯盏花治疗心脑血管疾病的有效成分。灯盏花素在体内半衰期非常短,为维持持续稳定的血药浓度,将其研制为亲水凝胶骨架片。在研制过程中,发现阻滞剂以HPMCSH4000与Carbopol71G进行配比,具有较好的缓释效果。本文采用有约束混料均匀设计方法,以灯盏花素的体外累积释放度为指标,优化灯盏花素缓释片中主要辅料的处方配比。1回归模型的建立在配方均匀设计中,各因素水平数都相同,每个配方的因素(自变量)取值(即配方数据)之和等于1。如用X1、X2、……、Xn表示混料(配方)系统中n种成分各自所占的百分比,混料条件可表示为:Xi≥0(i=1,2,⋯,n)‚∑i=1nXi=1(1)Xi≥0(i=1,2,⋯,n)‚∑i=1nXi=1(1)有约束配方设计为限定各因素取值范围的配方设计,其中各因素的水平最大值之和必须大于1,最小值之和必须小于1。由配方数据建立回归模型,即配方回归,因为自变量取值之和为1,故自变量的个数比因素数少1。在选定自变量和因变量后,对于某一个因变量,都可选用前进法、自选变量法、最优回归子集法或逐步回归分析法,建立配方线性回归、二次回归或三次回归模型。单个因变量的最优解(最大值或最小值)可直接据自变量范围求出。多个因变量的综合最优解,可根据各因变量的重要性,赋予权重,由各因变量的回归模型,求出综合最优解。2实验材料2.1药品、试剂与仪器DP30单冲压片机(北京国药龙立有限公司),智能溶出仪(天津大学无线电厂),AgilentHPLC仪,DAD检测器(美国Agilent公司)。灯盏花素对照品(野黄芩苷,中国药品生物制品检定所),灯盏花素原料(含量>98.0%,云南个旧制药厂),乳糖(新西兰乳糖公司,购于上海运宏化工有限公司),羟丙基甲基纤维素(HPMCSH4000,日本信越公司,购于上海运宏化工有限公司),卡波姆(Carbopol71G,美国Noveon公司,购于诺誉化工北京办事处),微晶纤维素(PH101,德国GRS公司,购于上海运宏化工有限公司),其余辅料均为药用级。磷酸二氢钾,氢氧化钠,(分析纯,北京化学试剂厂)。2.2软件均匀设计软件UD3.0版(中国数学会均匀设计分会)。3实验方法3.1由那个团队组成灯盏花素缓释片由原料灯盏花素、填充剂乳糖与PH101、阻滞剂HPMC与71G、粘合剂PVPK30、润滑剂硬脂酸镁等组成。3.2软材的制备将灯盏花素(60目)与PH101、乳糖、HPMC,置V型混合器混匀,以5%PVPK30的乙醇溶液为粘合剂,制软材,40目制粒,50°C干燥,30目整粒,加入71G混匀,最后加入硬脂酸镁混匀。压制片径10mm、片重300mg、片厚4.5mm的片剂。3.3方比例w/w范围经预试确定处方中HPMC、71G与乳糖用量共为150mg。三者处方比例(w/w)范围为:HPMC:0.08～0.20;71G:0.05～0.15,乳糖:0.65～0.80。在上述约束范围内进行三因素混料均匀设计,安排8次实验,采用U8[8∧3]得设计试验表,见表1。3.4外积累率的测定3.4.1流动相、柱温度和进样量色谱柱:MerckC18(ID4.6mm×250mm,5μm);流动相:水(用磷酸调pH2.2)-乙腈(80∶20);柱温:30°C;检测波长:335nm;流速:1.0mL/min;进样量:20μL。灯盏花素色谱图如图1所示。3.4.2累积释放度测定参照中国药典2000版二部附录XD释放度测定方法,采用桨法,转速50r/min,以900mLpH6.8的磷酸盐缓冲溶液为溶出介质。每次取样10mL,同时补充同体积溶出介质。样液经0.45μm微孔滤膜过滤,取续滤液在色谱条件下测定灯盏花素含量,据公式(2)计算累积释放度。式中,t为时间(h),Qt为时间t的累积释放度(%),Ct为时间t的浓度(mg/mL),V0为溶出介质总体积,本式中V0=900mL,Ci为时间i(h)的浓度,Vi为时间i的取样体积,本式中Vi=10mL,M为片剂中灯盏花素的含量(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评估指标的计算3.5.1缓释片的制作灯盏花素的药动学参数显示,其半衰期很短(约1h),将其设计为每12h服用1片的缓释片。结合缓释片的释放度考察要求,设计缓释片的3个时间点对应的Qt分别应为:Q2h=30%,Q5h=50%,Q10h=80%。3.5.2似因子计算以释放度相似因子法计算。灯盏花素缓释片2h、5h、10h各时间点的实际累积释放度与设计累积释放度的总体的相似因子按公式(3)计算。式中,f2为相似因子,n为时间点(n≥3),Rt为设计累积释放度,Tt为实际累积释放度。f2越接近1,表明缓释片的释放越接近设计释放度。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累积释放度计算分别对2h、5h、10h各时间点的实际累积释放度与设计释放度的相似性的评分Y值进行计算,计算公式见式(4)、(5)与(6)。各式中,当各时间点的累积释放度越接近设计累积释放度,则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最优回归算子回归模型以HPMC和71G的含量为回归自变量,分别以f2为单一因变量和以Y2h、Y5h与Y10h为多因变量进行回归,求出最优回归子集,并对最优回归子集模型进行求最优解。4结果与讨论4.1表2显示了各配方中片剂释放率的测量结果4.2单一指标法的最佳解决方案4.2.1线性回归与二次回归的回归分析自变量HPMC(X1)、71G(X2)与乳糖(X3)中,因为X1+X2+X3=1,在限定其中2个因素的水平的同时,另一因素的水平得到限定,因此,选择其中任2个因素,最终结果都是一致的。实验中,选择X1与X2对f2分别进行配方线性回归与二次回归,得回归方程分别为:线性回归:Y=0.8167-0.9014X1,复相关系数R=0.2804,残差标准差s=0.1075。二次回归:Y=-1.4629+30.3735X1-84.8673X21-63.6047X1X2+47.3205X2222,复相关系数R=0.9896,残差标准差s=0.0228。线性回归复相关系数较小,残差标准差较大:而二次回归复相关系数接近于1,残差标准差很小,方差分析见表3,F=35.4469>Fa(0.05),表明二次回归方程有显著意义。4.2.2hpmc、乳化、造模强度据二次最优回归子集模型求最大解,得出最优处方组成为:HPMC12.51%,71G14.34%,乳糖73.15%,即HPMC18.76g,71G21.51g,乳糖109.72g。在此配比条件下,缓释片的累积释放度与设计释放度的相似因子f2=0.8408。4.3多指标法的最佳解决方案4.3.1回归方程结果自变量HPMC(X1)、71G(X2)与乳糖(X3)中,选择X1与X2为自变量,对因变量Y2h、Y5h与Y10h分别进行二次配方回归,得回归方程分别为:Y2h=-566.12+8308.83X1+1908.21X2-25539.20X21-13807.31X1X2,复相关系数R=0.9883,残差标准差s=6.4660,F=31.4499>Fa(0.05),表明回归方程有显著意义;Y5h=-608.56+10048.81X1-35479.54X21,复相关系数R=0.9699,残差标准差s=8.9304,F=39.7138>Fa(0.05),表明回归方程有显著意义;Y10h=-10.00+1053.58X1-9482.55X1X2+7336.26X22,复相关系数R=0.9261,残差标准差s=5.1629,F=8.0288>Fa(0.05),表明回归方程有显著意义。4.3.2hpmc配比据各因变量最优回归子集模型进行多因变量综合分析,各因变量权重均为1,求最大解,得出最优处方组成为:HPMC12.80%,71G14.34%,乳糖72.86%,即HPMC19.2g,71G21.51g,乳糖109.29g。在此配比条件下,缓释片Y2h=99.17,Y5h=96.42与Y10h=101.66。最优处方组成与单一指标法求得的最优解非常一致。4.4累积释放度测定对单一指标法所求得的综合最优解进行验证试验。按照最优处方组成制备3批灯盏花素缓释片,测定各时间点的累积释放度,见表4与图3。f2=0.8436,与预测f2相近,表明最优解结果可信、准确。5混料均匀设计实验方法学验证5.1本文采用有约束混料均匀设计方法,分别以灯盏花素体外累积释放度为单一指标与多指标,对灯盏花素亲水凝胶骨架片处方中主要辅料HPMCSH4000、Carbopol71G与乳糖进行配比优化,两种方法所得最优解一致,所制得的片剂具有理想释放度,外观、硬度、脆碎度均符合规定。5.2本文所用的均匀设计,可以将HPMC、71G、乳糖作为考察对象,也可以将HPMC、71G、PHl01作为考察对象,还可以将HPMC、71G、乳糖、PH101作为考察对象(即4因素),但影响灯盏花素释放度的根本因素是HPMC、71G的用量。此外,所研制的灯盏花素片的片重固定为300mg,当设定HPMC与71G的水平后,填充剂的量必须相应进行调整,以确保片重固定(即混料均匀设计基本原理),因此,为简化起见,本研究将PH101用量固定,考察HPMC、71G、乳糖的用量。5.3对于非单一评价指标的研究体系,混料均匀设计的试验点更具灵活性和代表性,优化结果更为稳健