Box-Behnken实验设计法优化酒石酸托特罗定缓释片处方

仪 器

高效液相色谱仪SPD-10A（日本岛津），高效液相工作站LC Solution（日本岛津），检测器RF-10AXL（日本岛津），XDB-C18（Waters），2RS-4型智能溶出试验仪（天津大学无线电厂），2P-8型智能型旋转式压片机（上海天祥制药公司），PHS-3BW型数字酸度计（上海程达仪器厂），BS224S型电子天平（北京赛多力斯），YD-1型片剂硬度测试剂仪（天津市光学仪器厂），SHB-III循环水式多用真空泵（郑州长城科工贸有限公司）。

药 品

酒石酸托特罗定，羟丙甲基纤维素K₄M，羟丙甲基纤维素K₁₅M，微晶纤维素MCC，硬酯酸镁。

四、试验设计

　试验采用Box-Behnken 设计 ,在单因素考察的基础上 ,选取对缓释片溶出度影响较为显着的3个因素 ,即片剂处方中HPMC K₄M、HPMC K₁₅M与TT的比例 ,在3个水平上进行了优化研究 ,对缓释片溶出度进行数学方程拟合，分别以Higuchi方程的回归系数R值、一级方程的回归系数R值和零级方程的回归系数R值为响应值Y ,建立数学模型 ,优化TT凝胶缓释骨架片处方。实验中的3个因素: HPMC K₄M的含量,HPMC K₁₅M的含量, TT的含量 ,分别记作X₁, X₂, X₃,每个因素的低、中、高三水平分别记作 -1、0、+ 1。表1中列出了试验的各因素的各个水平。

表1 Box-Behnken实验设计的因素和水平

Tab 1 Factors and levels ofBox-Behnken design

五、结果与讨论

（1）体外HPLC 分析方法 　按照色谱条件测定 ,峰面积(A)与浓度(C)的回归方程为A=13368C-293.99 , r =0.9998 ,在1. 0～50. 0μg/ mL浓度范围内 ,EPI 浓度与峰面积线性关系良好。0.1,1和 8μg/mL 3 个浓度的日内、日间精密度的 RSD均小于1.5 %,最低检测限为 50 ng/ mL。

（2）溶出曲线数学方程拟合

一级方程：ln(1—M_t/M_∞)＝-Kt （3）

（3）二次回归模型的建立

试验结果见表 2。利用Statistica 6.0软件对表2实验数据进行回归分析 ,得二次多元回归模型为:

一级方程：Y=0.927 - 0.002738*X₁ -0.000938*X₂ + 0.0012*X₃ +0.017687*X₁*X₁- 0.001425*X₁*X2 + 0.0069*X₁*X₃ + 0.017637*X₂*X₂ - 0.0105*X₂*X₃- 0.007238*X₃*X₃

零级方程：Y=0.9443 +0.022037*X₁ + 0.005087*X₂ -0.01525*X₃ - 0.0097*X₁*X₁-0.02075*X₁*X₂ - 0.013925*X₁*X₃ - 0.01285*X₂*X₂ + 0.011775*X₂*X₃+ 0.006725*X₃*X₃

表 2 Box-Behnken实验设计表及效应值

Tab 2Encapsulation eff iciency and EPI loading amount of formulations in Box-Behnkendesign (n = 6)

（4）方差分析和显著性检验 　三个拟合的一元二次方程的相关系数分别为0.9508，0.8867和0.8144 ,说明溶出曲线拟合的Higuchi方程的相关系数R值为响应值（Y）的设计模型拟合程度良好,该模型是合适的,可以用此模型对TT凝胶缓释骨架片的处方进行分析和预测。从表3可知,实验观察值和模型预测值都比较接近,模型的预测性良好。从表4回归系数的显著性检验可知 ,模型(1)二次项 X₂与X₃ (P<0.05) 显著 ,X₁*X₂(P<0.05) 显著，其它不显著。

表3 Y1 和 Y2 的实验值、预测值及其偏差

Tab 3 The observed andpredicted values of response Y1 and Y2 and their residuals

表4回归方程系数的显着性检验

Tab4 Signif icance test of coeff icient in regression equation