石墨爐原子吸收法檢驗豬肝中鉛回收率不確定度的評估

占永革，龔 劍，黃湘燕

(1.廣州大學環(huán)境檢測中心，廣東 廣州 510006；2.中山市供水有限公司水質檢測中心，廣東 中山 528403)

石墨爐原子吸收法檢驗豬肝中鉛回收率不確定度的評估

占永革1，龔 劍1，黃湘燕2

(1.廣州大學環(huán)境檢測中心，廣東 廣州 510006；2.中山市供水有限公司水質檢測中心，廣東 中山 528403)

以加標回收實驗實際過程及其計算模型為依據，評估石墨爐原子吸收法檢驗豬肝標準樣品中鉛含量平均回收率的總不確定度。結果顯示，平均回收率的重復性不確定度只占其總不確定度的16%；標準儲備液的不確定度只占加標稀釋過程總不確定度的38%，是平均回收率總不確定度的0.5%；而加標量觀測值的不確定度是平均回收率總不確定度的主要分量，占81%，主要來源于曲線擬合濃度的不確定度。以實際過程及其計算模型為依據的回收率不確定度的評估結果具有更高的嚴密性和針對性。

化學檢測；食品檢驗；方法偏差；回收率；不確定度

食品檢驗系符合性檢驗，當測試結果處于規(guī)定指標臨界值附近時，測量不確定度對判斷結果符合性會產生影響[1]，因而合理評估測量不確定度對食品安全檢驗機構具有重要意義。

食品檢驗常有較復雜的樣品處理過程而給檢驗結果帶來偏差。規(guī)范[1]雖給出了不同含量的回收率所允許的參考范圍，但并未要求對范圍內的非100%回收進行校正，方法偏差便轉化為測量不確定度，常成為測量不確定度的主要分量而日益受到重視。

方法偏差及其不確定度的度量常采用標準樣品回收法或樣品加標回收法。文獻[2-12]中常見將平均回收率的重復性不確定度作為其總不確定度，或者將標準物質證書給的不確定度與平均回收率重復性的不確定度進行合成后的結果作為平均回收率總不確定度的處理方法，較少與回收實驗過程及其計算模型相聯系。本實驗嘗試以加標回收實驗的實際過程及其計算模型為依據的角度，評估石墨爐原子吸收法檢驗豬肝標樣中鉛含量的方法偏差的不確定度，獲得更嚴密和更有針對性的評估結果，提高符合性判斷的可靠性，對同行測定具有一定的參考作用。

1 材料與方法

1.1 材料與試劑

實驗樣品為豬肝成分分析標準樣品(GBW08551，Pb含量X＝(0.54±0.04)mg/kg，k＝2)；Pb校準液和加標液均由Pb標準物質(GBW(E)080129，Pb質量濃度100.0μg/mL，U＝0.8%，k＝2)配制；消解用硝酸、高氯酸等試劑均為分析純；實驗用水均為超純水。

1.2 儀器與設備

ICE3500原子吸收光譜儀 美國Thermo公司；BT124S 120g/0.1mg電子天平 德國Sartorius公司；PH-30D陶瓷涂層精密溫控電熱板 韓國Daihan Scientific公司。

1.3 校準曲線及其溶液配制

吸取V移1＝1.00mL Pb質量濃度為100.0μg/mL的標準儲備液cs0，用0.5mol/L硝酸定容于V容1＝100mL容量瓶中，得含Pb質量濃度值cs1＝1000ng/mL的標準使用液。

分別吸取標準使用液0.00、1.00、2.00、4.00、6.00、8.00mL于6個100mL容量瓶中，用0.5mol/L硝酸定容，得Pb含量0、10、20、40、60、80ng/mL的校準溶液系列。

所用吸量管為A級硼硅玻璃，容量瓶為A級鈉鈣玻璃。配制校準溶液時的平均水溫15℃，上機時的18℃。Pb校準曲線數據見表1。

表1 鉛校準曲線Table 1 calibration curve of lead

1.4 樣品處理

實驗豬肝樣品在80℃條件下烘4h后密閉自然冷卻至室溫，分別稱量14份1g樣品于50mL高腳燒杯中，7份作為加標回收實驗的非加標樣品，另7份加入0.5mL標準使用液作為回收實驗的加標樣品。另作試劑空白3份。

采用濕式消解法，消解試樣用0.5mol/L硝酸溶液定容至25mL容量瓶中。定容時的溶液溫度15℃，上機檢測時的溶液溫度18℃。

1.5 偏差實驗

測定方法按照GB 5009.12—2010《食品中鉛的測定：石墨爐原子吸收法》。方法偏差實驗結果見表2。

2 方法偏差不確定度來源分析及其計算模型

2.1 計算模型及不確定度來源

方法偏差SF的不確定度u(SF)評估模型：

式中：為平均回收率；f行為為加標物質與實際物質行為差異的校正因子；f回收為平均回收率與回收期望值100%的偏差的校正因子。式中右邊的3個因子是方法偏差SF不確定度u(SF)的主要來源。

2.2 方法偏差不確定度的合成算式

3 不確定分量的估計

3.1 平均回收率()的相對不確定度的平方u2rel()：

3.1.1 計算模型及不確定度來源

式中：X標為被測物含量觀測值或加標量觀測值；

Xs為含量標稱值或加標量標稱值；f溶液為校準溶液濃度因子；f重復為回收率重復性因子。平均回收率()不確定度主要來源于式中右邊的4個分量。

3.1.2u2rel()的合成算式

表2 方法偏差實驗結果Table 2 standard deviation of methods

3.1.2.1 被測物加標量觀測值標的相對不確定度的平方u2rel()

(1) 相對不確定度平方u2rel(X－標)的計算模型及主要不確定度來源

根據經驗，體積不確定度u(V)、稱量不確定度u(m)與相關系數r＜0.9999的曲線擬合濃度的不確定度u(c)相比，一般可以忽略，即式(6)和式(7)中的體積項V和質量項m可忽略并代入式(5)，便得到被測物加標量平均觀測值X－標的相對不確定度平方u2rel(標)的簡化展開式：

式中：為加標平行樣曲線擬合濃度的平均值；為非加標平行樣曲線擬合濃度的平均值；為試劑空白平行樣曲線擬合濃度的平均值。構成被測物加標量平均觀測值標不確定度的主要分量是式中右邊的3個分量。

(2) 各分量的計算

式(9)和式(10)中：c為試樣的曲線擬合濃度；SR為校準曲線的剩余標準差；b為校準曲線回歸方程的斜率；p為試樣測量次數，本例p=7；n為繪制校準曲線的點數，本例n=6；為繪制校準曲線各濃度點數值的平均值，本例=35；xi為繪制校準曲線各點的濃度值；yi為繪制校準曲線各點的信號值；a為校準曲線回歸方程的截距。

將表1、2的對應數據代入式(9)、(10)計算結果為：

則式(8)分子上第1項和第2項的因式值分別為：

式中：V移2為移取標準使用液的體積，0.5mL；V移1為移取標準儲備液的體積，1.00mL；V容1為標準使用液的定容體積，100mL；cs1為標準使用液的質量濃度，1000ng/mL；cs0為標準儲備液的質量濃度，100.0μg/mL，U=0.8%，k=2；加標為樣稱量質量的平均值，1.000mg。

(1) 移液和定容體積V移2、V移1、V容1的不確定度u(V移2)、u(V移1)和u(V容1)

構成體積V不確定度u(V)的主要分量有3個：量器示值誤差引入的不確定度u(ΔV示值)；配制溶液時溶液溫度偏離標準溫度引入的工標體積差不確定度u(ΔV工標)；使用溶液時的液溫偏離配制溶液時的液溫引入的溫變體積差不確定度u(ΔV溫變)。其中，移液體積可有工標體積差而無溫變體積差，定容體積既可有工標體積差也可有溫變體積差。

① 量器示值誤差的不確定度u(ΔV示值)：查知0.5mL分度吸量管允差±0.005mL，1mL單標線吸量管±0.007mL，100mL容量瓶±0.10mL，取三角分布k=，則：

② 配制溶液時工標體積差的不確定度u(ΔV工標)：由于水密度隨溫度的變化呈非線性，用體脹法ΔV=VβΔt(適用對象是密度隨溫度的變化呈線性的溶液)計算溫度變動導致水溶液的體積變化是不適合的?？筛鶕芏榷x式推導出體積變化算式，再用密度修正值代替密度值便可進行準確計算：

式中：ΔV為溫度從t1變化到t2時的溶液體積變化；V1為溶液在t1時的體積；K(t2)-1和K(t1)-1分別為t2和t1時水的密度修正值，其倒數值可在JJG 196—2006《常用玻璃量器檢定規(guī)程》和JJG 646—2006《移液器檢定規(guī)程》中查得：鈉鈣玻璃的K(20)＝1.00285；K(18)＝1.00251；K(15)＝1.00208；硼硅玻璃的K(20)＝1.00285；K(18)＝ 1.00247；K(15)＝ 1.00200。

將對應數據代入式(13)：

式中：ci為配制的校準溶液第i點的濃度；Vi為配制第i點濃度吸取標準使用液的體積；V容2為配制第i點濃度的定容體積；V移1為吸取標準儲備液的體積；V容1為配制標準使用液的定容體積。

(1) 式(14)中各分量的計算

本例中，因量器示值誤差取其允差、溶液配制和使用時的溫度相同，所以式(14)中右邊的第2項與第5項等值，且第3、4、5項已在3.1.2.2(1)④和3.1.2.2(3)節(jié)給出。

式(14)中的第1項，取6個校準點中相對不確定度最大的5號點作為評估對象：查得10mL A級分度吸量管允差±0.05mL，則：

3.2 加標物質與實際物質行為差異f行為引入的不確定度u(f行為)

3.2.1 標樣回收率均值與加標回收率均值加標差異的顯著性檢驗[13]

分別將表2中的R樣和R加標數據代入貝賽爾公式算得：

3.3 平均回收率R－與期望值100%的差異引入的不確定度u(f回收)

3.3.1 差異的顯著性檢驗

4 方法偏差相對不確定度urel(SF)的合成

5 討 論

5.1 從3.1.2.5節(jié)可知，本例平均回收率的總不確定度為u2rel()=3.04×10-3，其重復性不確定度u2rel(f重復)=5.00×10-4，只占其總不確定度的16%，如果校準曲線的相關系數低于0.999或者回收率重復性的精密度再高一點，它便被忽略；從3.1.2.2(3)和(4)節(jié)可知，本例中證書給的儲備液的不確定度u2rel(cs0)=1.60×10-5，只占加標稀釋過程總不確定度u2rel(Xs)=4.22×10-5的38%，只是平均回收率總不確定度的0.5%，是一個可以忽略的分量；若將回收率的重復性不確定度u2rel(f重復)與證書給的儲備液的不確定度u2rel(cs0)合成，其結果也只占回收率總不確定度u2rel()的17%；比較3.1.2.1(3)與3.1.2.5節(jié)可知，加標量觀測值的不確定度u2rel(標)=2.46×10-3，占到平均回收率總不確定度u2rel()的81%，主要來源于曲線擬合濃度的不確定度?？梢?，值的獲得貫穿于整個檢測過程，過程中的每個環(huán)節(jié)都會給值的不確定度帶來貢獻，故平均回收率的不確定度若只考慮其重復性和標物證書這二個因素是不夠的，除非其他因素與其相比可以忽略。

5.2 從3.1.2.1節(jié)可知，若回收實驗的方法不同則過程不同，構成回收率不確定度的分量也不同。例如，對于加標回收法，若加入的是固體標準，則體積因素減少稱量因素增加；若加標量按絕對量計不按濃度計，模型中體積因素將減少；若加入的標準經過多次稀釋，則模型中將涉及更多的移液體積和定容體積。如果采用標樣回收法，則實驗過程與計算模型都不同于加標回收法。可見，回收率值具有與過程緊密聯系的特性，以回收實驗的實際過程及其計算模型為依據的評估結果具有更高的嚴密性和針對性。

5.3 回收率值是一個與過程密切相關的量值，沒有過程便得不到回收率結果，過程不同評定結果不同，雖然其不確定度的評估對象及其過程與被測物的相似且工作量更大，但這是它的特性決定的，是應當遵守的；如果回收實驗與被測物檢測實驗的過程與條件相同，則它們是可以共享有關分量的。

5.4 本例采用標準樣品的加標實驗，目的是考察被測物的加入形態(tài)與樣品中的固有形態(tài)在方法中存在的行為差異。實際上它們在方法中有時是存在差異的，加標法不見得都能真實反映被測物的回收情況。故當采用加標回收法又有標準樣品時，可深入考察行為偏差及其影響，否則只能假設行為因子為1。如果回收實驗采用標樣法，則行為偏差為零。

5.5 常見將一組實驗獲得的回收率數據代入近似公式的處理方法[14-16]。近似公式作為一種B類評估方法，適合用到從資料獲取數據的場合。既然已由實驗獲得了數據，采用A類方法更合理并更具有針對性。

[1] 全國認證認可標準化技術委員會. GB/T 27404—2008實驗室質量控制規(guī)范食品理化檢測[S]. 北京∶ 中國標準出版社, 2008.

[2] 北京市環(huán)境保護監(jiān)測中心. 環(huán)境監(jiān)測測量不確定度評定[M]. 北京∶中國計量出版社, 2009∶ 49-53.

[3] 昃向君, 陳世山, 劉心同, 等. 食品安全檢測實驗室測量不確定度的評定與應用[M]. 青島∶ 中國海洋大學出版社, 2007∶ 106-111.

[4] 羅珀. 標準物質及其在分析化學中的應用[M]. 李紅梅, 劉菲, 李孟婉, 譯. 北京∶ 中國計量出版社, 2006∶ 118-125.

[5] 李慎安. 回收率及其不確定度[J]. 中國計量, 2007(1)∶ 89-90.

[6] 林小莉, 董艷峰, 于靜泉. 高效液相色譜法測定雞肉中噁喹酸殘留量的測量不確定度評定[J]. 食品科學, 2009, 30(14)∶ 219-222.

[7] 汪輝, 曹小彥, 彭新凱, 等. 高效液相色譜法測定小麥粉與大米粉中甲醛次硫酸氫鈉含量的不確定度評定[J]. 食品科學, 2009, 30(12)∶205-208.

[8] 崔淑華, 郭慶龍, 劉冰, 等. 液相色譜法測定雞肉中二氯二甲吡啶酚殘留量的測量不確定度評定[J]. 食品科學, 2007, 28(12)∶ 397-400.

[9] 王瑩, 張紅, 曾青, 等. 氣相色譜-質譜聯用法測定姜中丙炔氟草胺的不確定度評定[J]. 食品科學, 2009, 30(2)∶ 176-179.

[10] 霍艷敏, 王艷麗, 王駿, 等. 高效液相色譜法測定嬰幼兒乳粉中煙酰胺的不確定度評定[J]. 食品科學, 2011, 32(16)∶ 330-333.

[11] 魏大偉, 程江山, 鄭玉芝. 液相色譜法測定餅干中日落黃含量的測量不確定度評定[J]. 食品工業(yè)科技, 2011, 32(6)∶ 414-417.

[12] 付登洲, 楊雪嬌, 黃偉. HPLC法測定乳制品中三聚氰胺含量的不確定度評定[J]. 食品研究與開發(fā), 2011(2)∶ 108-112.

[13] 鄧勃. 數理統(tǒng)計方法在分析測試中的應用[M]. 北京∶ 化學工業(yè)出版社, 1984∶ 70.

[14] 楊洋, 徐春祥, 車文軍. 高效液相色譜法測定奶粉中的三聚氰胺及其不確定度分析[J]. 食品科學, 2010, 31(4)∶ 250-253.

[15] 林媚, 平新亮, 姚周麟. 茶葉中銅含量測定的不確定度分析[J]. 計量與測試技術, 2010, 37(8)∶ 63-68.

[16] 徐文峰. HPLC 法聯測番杏中 VC、VB2和VPP的不確定度評定[J]. 湖北農業(yè)科學, 2010, 49(2)∶ 443-446.

Uncertainty Evaluation of Recovery in the Measurement of Lead in Pigs Liver by GF-AAS

ZHAN Yong-ge1，GONG Jian1，HUANG Xiang-yan2
(1. Center of Analytical and Testing, Guangzhou University, Guangzhou 510006, China；
2. Testing Center for Water Quality, Zhongshan City Water Supply Co. Ltd., Zhongshan 528403, China)

Using the actual process of spiking standard recovery experiments and computing model, the total uncertainty of lead measurement using graphite furnace atomic absorption spectrometry pig,s liver was evaluated. The results shows that the repeatable uncertainty of an average recovery rate composes only 16% of the total uncertainty; standard stock solution composes only 38% of the uncertainty of the spiked dilution process, which is 0.5% of the average recovery rate, whereas the uncertainty of plus scalar observations composes major part of the total uncertainty, accounting for 81%, mainly from the curve fitting the concentration uncertainty. There are higher rigor and relevance if the assessment of recovery rate bases on actual process and computing models.

chemical detection；food inspection；measuring deviation；recovery；uncertainty

TB99

A

1002-6630(2012)10-0155-06

2011-06-06

國家自然科學基金青年科學基金項目(40903040)

占永革(1957—)，男，高級工程師，碩士，研究方向為分析測試。E-mail：zhanyongge@163.com