气相色谱质谱法测定蔬菜中毒死蜱含量不确定度评估.docVIP

例5．气相色谱质谱法测定蔬菜中毒死蜱含量不确定度评估 1．实验目的 用气相色谱-质谱法测定蔬菜中毒死蜱的含量。 2．方法原理及步骤 称量：称取粉碎均一化的样品20g于烧杯中，称准至0.01g。 萃取定容：在上述样品中加入50ml乙腈、萃取样品中农药毒死蜱，减压过滤除去残渣，转移萃取溶液至100ml容量瓶内并定容至100ml（V1）。 液-液分离：取40ml（V2）定容液，转移至100ml分液漏斗内，添加20g氯化钠， 40ml磷酸缓冲液，振荡分层，乙腈相过C18柱，对样品进行净化。 浓缩：将过柱液旋转浓缩至0.5ml左右，用2ml乙腈：甲苯=3：1溶液超声溶 解。 5）精制：将上述溶液过Envicarb/LC-NH2固相萃取柱，用20ml乙腈：甲苯=3:1 溶液林洗，进一步净化精制。 6）再浓缩：将上述溶液减压浓缩至0.5ml左右，用正己烷:丙酮=1:1定容至2ml （V3）。 7）分析：校准曲线取5个浓度点，每个浓度点只进样2次，以响应值峰面积对样品 浓度绘制工作曲线，外标法定量。同时作空白实验。测量两份样品，报告平 均值。 3．计算公式和数学模型 样品中毒死蜱含量按下述公式计算： 其中 ——样品中毒死蜱含量，μg/g ——样品最终定容后溶液的浓度 ——提取液定容体积，100ml ——用于分离的提取液体积，40ml ——精制浓缩液定容体积，2ml ——样品质量，20g。 上述计算公式是从测量原理给出的。显然，没有考虑各种随机因素对不确定度的影响，在此应引入反映各方面随机影响的重复性系数，其数值等于1。 评定不确定度的数学模型应写成如下形式： 4．绘制校准曲线并检测 为制作校准曲线，本次测量配制了5个毒死蜱浓度C不同的标准溶液，每个浓度重复进样2次并记录色谱峰面积。下表显示了所得到的一组浓度-峰面积数值示。 浓度Ci(μg/ml) 0.01 0.05 0.10 0.15 0.20 面积值1 1735 8155 17152 25304 33387 面积值2 1682 8010 17283 25204 33273 用最小二乘法进行线性拟合，标准曲线1次方程为：，相关系数r=0.99974。 在本次蔬菜样品中毒死蜱含量的测定中，平行测定了两分经净化的精制浓缩液，所得到的色谱峰面积数值分别为。利用拟合直线计算得到精制浓缩液浓度分别为和，平均值为。蔬菜样品中毒死蜱含量按下式计算： 5．各分量标准不确定度的评估 5.1 测量重复性的相对标准不确定度 为获得可靠性较高的标准偏差，早先曾经平行测量了8份蔬菜样品中毒死蜱含量，所得到的测量数据示于下表： 序号 1 2 3 4 5 6 7 8 结果μg/g 0.036 0.032 0.031 0.037 0.035 0.033 0.032 0.039 平均μg/g 0.0344 利用上述数据按照贝塞尔公式计算的单次测量的标准偏差。单 次测量的重复性相对标准偏差： 由于该标准偏差具有较大自由度，可靠性较高，在本次检测中利用早先在相同测量中所得的单次测量的预评估的重复性相对标准偏差，计算本次检测结果平均值的重复性相对标准偏差。 本次共检测了两份蔬菜样品，两次测量结果平均值的重复性相对标准偏差为： 此分量已经合并研究了各种随机因素，例如测量仪器的变动性、体积读数偏差、试样不均匀以及萃取回收率差异等因素的影响。在随后进行的不确定度分量评定时就不需要再考各种随机因素的影响了。 5.2 精制浓缩液浓度测定的标准不确定度 精制浓缩液浓度测定的不确定度包含三个分量：校准直线本身具有不确定性所引入的不确定度、绘制拟合曲线用标准溶液浓度本身的不确定度和标准溶液未在20℃的环境条件下使用引入的不确定度。 5.2.1由校准直线引入的不确定度分量 由于拟合直线本身具有不确定性，用拟合直线计算精制浓缩液的浓度所引入的标准不确定度按下式计算： 其中 ——试样平行测量次数 ——拟合直线的数据对总数 ——试样测量响应值（个）的平均值 ——绘制拟合直线响应值（n个）的平均值 ——绘制拟合直线用某标准溶液浓度值 ——绘制拟合直线用标准溶液浓度输入值（n个）的平均值 ——从拟合直线上测得的精制浓缩液浓度平均值 在本测量中，，精制浓缩液平均浓度 。把相关数 据代入公式（3）计算得到由标准曲线引入的标准不确定度：。 其相对标准不确定度为： 5.2.2 标准溶液浓度的标准不确定度 在使用线性最小二乘法拟合曲线程序时，实际上并未考虑标准溶液浓度的不确定度。经计算，在标准溶液的浓度大约等于时，其相对标准不确定度为 。这与精制浓缩液浓度平均值的不确定度评定相比，并非可以忽略不计，所以应当作为分量之一加以考虑。 5.2.3 温度的变动引起标准溶液浓度的标准不确定度 给出的毒死蜱标准溶液的浓度是在20℃