高效液相色譜法測定小麥中脫氧雪腐鐮刀菌烯醇含量的不確定度評定

邵亮亮，趙美鳳，寧 暉，應美蓉，駱 倩，袁向星（浙江省糧油產(chǎn)品質(zhì)量檢驗中心，浙江 杭州　310012）

?

高效液相色譜法測定小麥中脫氧雪腐鐮刀菌烯醇含量的不確定度評定

邵亮亮，趙美鳳，寧 暉，應美蓉，駱 倩，袁向星
（浙江省糧油產(chǎn)品質(zhì)量檢驗中心，浙江 杭州310012）

摘 要：對高效液相色譜法測定小麥中脫氧雪腐鐮刀菌烯醇含量的測量不確定度進行評定。依據(jù)JJF 1135—2005《化學分析測量不確定度評定》及CNAS-GL06—2006《化學分析中不確定度的評估指南》中不確定度評定的基本程序，建立數(shù)學模型，分析高效液相色譜法測定小麥中脫氧雪腐鐮刀菌烯醇含量過程中引入的各測量不確定度分量，計算得到測量結(jié)果的合成標準不確定度和擴展不確定度。評定結(jié)果表明：影響檢測結(jié)果不確定度的因素主要是質(zhì)量濃度因素，其次是體積因素及樣品非均勻性因素，相對標準不確定度分別為0.040 3、0.019 7、0.019 6。

關鍵詞：不確定度；脫氧雪腐鐮刀菌烯醇；高效液相色譜法；小麥

邵亮亮, 趙美鳳, 寧暉, 等. 高效液相色譜法測定小麥中脫氧雪腐鐮刀菌烯醇含量的不確定度評定[J]. 食品科學, 2016, 37(12): 232-237. DOI:10.7506/spkx1002-6630-201612042. http://www.spkx.net.cn

SHAO Liangliang, ZHAO Meifeng, NING Hui, et al. Uncertainty evaluation for determining deoxynivalenol in wheat by high performance liquid chromatography[J]. Food Science, 2016, 37(12): 232-237. (in Chinese with English abstract) DOI:10.7506/spkx1002-6630-201612042. http://www.spkx.net.cn

脫氧雪腐鐮刀菌烯醇（deoxynivalenol，DON），又稱嘔吐毒素，是一種單端孢霉烯族毒素[1]，主要來自鐮刀菌屬，尤其是禾谷鐮刀菌和黃色鐮刀菌[2]。DON在自然界中廣泛存在，主要污染小麥、大麥、玉米等谷類作物，也污染糧食制品。人和動物在誤食被該毒素污染的食物后會導致各類急性中毒癥狀，嚴重時導致造血系統(tǒng)受損而死亡。因此，DON對人類及動物的健康構(gòu)成了很大的威脅。歐盟法規(guī)規(guī)定，作為口糧的小麥，DON含量不得超過1 250 μg/kg[3]；我國GB 2761—2011《食品中真菌毒素限量》規(guī)定了小麥中DON的限量指標為1 000 μg/kg，并且規(guī)定了其檢驗方法為免疫親和層析凈化高效液相色譜法[4]。目前，已有相關文獻對高效液相色譜法測定常見真菌毒素含量的不確定度進行評定[5-8]，而關于DON的文獻大多側(cè)重研究其檢測方法[9-12]，評定其測量不確定度的文獻資料很少[13-14]。本實驗采用GB/T 23503—2009《食品中脫氧雪腐鐮刀菌烯醇的測定：免疫親和層析凈化高效液相色譜法》規(guī)定的方法測定小麥中DON的含量[15]，并依據(jù)JJF 1135—2005《化學分析測量不確定度評定》[16]及CNAS-GL06—2006《化學分析中不確定度的評估指南》[17]的要求對各實驗過程中所產(chǎn)生的不確定度進行評估計算，分析各不確定度分量對合成不確定度的貢獻，為評估檢測結(jié)果的質(zhì)量水平和改進實驗操作提供理論依據(jù)。

1　材料與方法

1.1材料與試劑

小麥浙江省儲備糧管理有限公司。

DON標準品（CAS：51481-10-8，純度99%，質(zhì)量濃度為100.5 μg/mL，不確定度為±1.2 μg/mL）美國Sigma-Aldrich公司；甲醇（色譜純）美國Tedia公司；DON免疫親和柱北京華安麥科生物技術有限公司；玻璃纖維濾紙英國Whatman公司；去離子水（符合GB/T 6682—2008《分析實驗室用水規(guī)格和試驗方法》的一級水標準）。

1.2儀器與設備

1260型高效液相色譜儀（配有紫外檢測器）美國Agilent公司；PL202-L型分析天平瑞士Mettler Toledo公司；T25型均質(zhì)機德國IKA公司；N-EVAP111型氮吹儀美國Organomation公司；XW-80A型渦旋振蕩器上海醫(yī)科大學儀器廠；JFSD-100型粉碎機上海嘉定糧油儀器有限公司。

1.3方法

1.3.1樣品前處理

樣品制備參考《糧食中真菌毒素標準、法規(guī)和檢驗》中的樣品制備方法，前處理及色譜條件參照GB/T 23503—2009，并結(jié)合華安麥科生物技術有限公司提供的嘔吐毒素免疫親和柱說明書進行：將小麥樣品清雜后用粉碎機全部粉碎成全麥粉（過20 目篩），準確稱取25.0 g全麥粉試樣于高型玻璃燒杯中，加入125 mL蒸餾水，12 000 r/min高速均質(zhì)1 min，用快速定性濾紙過濾，收集濾液；濾液再以玻璃纖維濾紙過濾，并收集濾液作為上樣液；移取2.5 mL上樣液過免疫親和柱，用去離子水淋洗免疫親和柱2 次，每次10 mL，待液體排干后，用1.0 mL甲醇洗脫。收集全部洗脫液后在50 ℃加熱條件下氮氣吹干，然后準確加入1.0 mL流動相復溶，渦旋混勻后，復溶液經(jīng)0.22 μm微孔濾膜過濾后供高效液相色譜測定。

1.3.2標準溶液的配制

準確吸取1.0 mL DON標準品（質(zhì)量濃度為100.5 μg/mL）至10 mL容量瓶中，用流動相定容至刻度并充分混勻，配制成質(zhì)量濃度為10.05 μg/mL的標準儲備液。準確移取5.0、2.0、1.0、0.5、0.2、0.1 mL標準儲備液于10 mL容量瓶中，用流動相定容至刻度并充分混勻，得到5.0、2.0、1.0、0.5、0.2、0.1 μg/mL系列標準工作液，4 ℃保存，可使用7 d。

1.3.3色譜條件

色譜柱：C18柱（250 mm×4.6 mm，5 μm）；流動相：甲醇-水（20∶80，V/V）；柱溫35 ℃；流速1.0 mL/min；進樣量50 μL；檢測波長218 nm。

2　結(jié)果與分析

2.1建立數(shù)學模型

根據(jù)測定原理及方法，樣品中DON含量計算見公式（1）：式中：X為試樣中DON含量/（mg/kg）；C為由標準曲線得到的待測溶液中DON質(zhì)量濃度/（μg/mL）；V為樣品最終定容體積/mL；m為定容液代表的試樣量/g；R為回收率校正因子，由加標回收實驗所得，表示測量結(jié)果系統(tǒng)偏差的參數(shù)。

2.2不確定度來源分析及評估

圖1　DON含量測定的不確定度來源Fig. 1　Sources of measurement uncertainty for the determination of DON

DON測量結(jié)果的不確定度來源主要有：1）樣品非均勻性因素引入的不確定度u（fhom）；2）由質(zhì)量濃度因素引入的不確定度u（C），包括標準品質(zhì)量濃度引入的不確定度u1（C）、溫度變動引入的不確定度u2（C）、通過校準曲線計算樣品質(zhì)量濃度引入的不確定度u3（C）、質(zhì)量濃度測量重復性引入的不確定度u4（C）；3）由體積因素引入的不確定度u（V），包括計量器具體積校準引入的不確定u1（V）、溫度變動對體積的影響引入的不確定u2（V）、體積測量重復性引入的不確定度u3（V）；4）試樣質(zhì)量m稱量引入的不確定度u（m），包括電子天平校準引入的不確定度u1（m）、電子天平分辯力引入的不確定度u2（m）、稱量重復性引入的不確定度u3（m）；5）提取效率因素引入的不確定度，可通過試樣加標回收率的不確定度u（R）得到；6）DON含量X測量重復性引入的不確定度u（frep）：將輸入量C、V和m的重復性因素u4（C）、u3（V）和u3（m）組合在一起，歸入測定結(jié)果（DON含量X）的重復性因素u（frep）中并直接評定，而不必分別評定輸入量C、V和m重復性引入的不確定度分量。各不確定度來源見圖1。

式中：靈敏系數(shù)c1=1，c2=1，c3=1，c4=－1，c5=－1，c6=1。

2.3不確定度的計算

2.3.1由樣品非均勻性因素引入的不確定度u（fhom）評定

由于小麥試樣不同籽粒、不同的部位所含DON差異較大，一顆感染嚴重的籽粒就可以左右測定結(jié)果[18]，因此樣品非均勻性引入的不確定度分量應該包含在被測量的計算公式中。為了保證試樣均勻性和檢測結(jié)果的代表性，需要大量取樣以制備樣品[19]，主要過程包括混合、粉碎、混勻、縮分等。為了評定該不確定度分量，本實驗以小麥樣品經(jīng)分樣、制備得到6 個小麥粉試樣，分別測定含量，測定結(jié)果見表1，其不確定度按A類評定。

表1 不同樣品DON含量檢測結(jié)果Table 1 Analytical results for the determination of DON in different samples

2.3.2由質(zhì)量濃度因素引入的不確定度u（C）評定

由質(zhì)量濃度因素引入的的標準不確定度u（C），包括標準品質(zhì)量濃度引入的不確定度u1（C）、溫度變動引入的不確定度u2（C）、通過校準曲線計算樣品質(zhì)量濃度引入的不確定度u3（C）、測量重復性引入的不確定度u4（C）；其中u4（C）歸入到測定結(jié)果的重復性因素u（frep）中計算。

2.3.2.1標準品質(zhì)量濃度引入的不確定度u1（C）

2.3.2.2標準溶液質(zhì)量濃度Cs由溫度變動引入的不確定度u2（C）

DON標準溶液的溶劑為乙腈，20 ℃時乙腈的膨脹系數(shù)為1.37×10－3℃－1，而實驗室的溫度為（20±3）℃，按B類評定，服從均勻分布，包含因子k2（Cs）=，區(qū)間半寬度為：a2（Cs）= 3 ℃×1.37×10－3℃－1= 4.11×10－3，引入的相對標準不確定度為：

2.3.2.3通過校準曲線計算樣品質(zhì)量濃度引入的不確定度u3（C）

該不確定度分量包括標準溶液配制時引入的不確定度，擬合校準曲線時引入的不確定度，以及校準曲線斜率和截距引入的不確定度。其中配制標準溶液時涉及到計量器具及溶液體積的變動，其不確定度在體積因素中一并計算。

校準曲線采用6 個標準溶液質(zhì)量濃度水平，每個水平進行2 次平行實驗，共n=12 個校準點參與校準曲線擬合。校準過程所用數(shù)據(jù)見表2。

表2　校準曲線擬合數(shù)據(jù)Table 2　Data for fitting calibration curve

以峰面積為縱坐標，質(zhì)量濃度為橫坐標，通過擬合校準曲線，可得回歸方程為Ai=bCi＋a，其中Ci為第i校準點標準溶液質(zhì)量濃度/（μg/mL）；Ai為標準溶液質(zhì)量濃度Ci的峰面積；a為截距；b為斜率。

通過表2數(shù)據(jù)計算可以得到：標準溶液質(zhì)量濃度Ci的總平均值，=1.467 μg/mL，標準溶液峰面積Ai的總平均值，=81.593。斜率和截距分別為：

因此，標準溶液的校準曲線為Ai=56.12Ci－0.715。

峰面積A殘差的標準偏差[20]：

選取2.3.1節(jié)中的試樣2待測液進行2 次（m=2）平行測量，測得試樣質(zhì)量濃度分別為C01= 0.330 μg/mL，C02=0.326 μg/mL，求得平均試樣質(zhì)量濃度為C0=0.328 μg/mL。因此由最小二乘法擬合校準曲線引入的標準不確定度分量u（cal）為：

由斜率b和截距a引入的標準不確定度分別為：

傳播系數(shù)分別為：

因此，由校準曲線斜率和截距引入的標準不確定度為：

2.3.2.4由質(zhì)量濃度因素引入的不確定度u（C）的合成

由質(zhì)量濃度因素引入的3 個不確定度分量u1rel（C）、u2rel（C）及u3rel（C）互不相關，其合成相對標準不確定度urel（C）采用方和根方法得到：

2.3.3由體積因素引入的不確定度u（V）評定

由體積因素引入的不確定度u（V），包括計量器具體積校準引入的不確定u1（V）、溫度變化對體積的影響引入的不確定u2（V）、體積測量重復性引入的不確定度u3（V）；其中u3（V）歸入到測定結(jié)果的重復性因素u（frep）中計算。

2.3.3.1計量器具校準引入的不確定度u1（V）

本實驗在標準溶液配制，試樣前處理過程中所用玻璃器具的容量允許誤差，依據(jù)JJG 196－2006《常用玻璃量器檢定規(guī)程》確定[21]；所用移液器的容量允許誤差依據(jù)JJG 646—2006《移液器檢定規(guī)程》確定[22]。各計量器具不確定度均按B類不確定度評定，容量瓶按三角分布計算，吸量管和移液器按均勻分布計算[17]，各不確定度來源和計算結(jié)果見表3。

表3　計量器具校準引入的不確定度Table 3 Uncertainties of calibration from volumetric measurement

根據(jù)表3可知，由計量器具校準引入的相對標準不確定度u1rel（V）為：

2.3.3.2溫度變化對體積的影響而引入的不確定度u2（V）

實驗室溫度在（20±3） ℃之間變化，20 ℃時硼硅玻璃的體積膨脹系數(shù)為1.0×10－5℃－1，而水和甲醇的體積膨脹系數(shù)分別為2.1×10－4℃－1和1.2×10－3℃－1，液體的體積膨脹明顯大于計量器具的體積膨脹，因此只需考慮液體的體積膨脹。標準溶液和樣品以流動相定容，屬于有機液體，體積膨脹系數(shù)α取1×10－3℃－1計算[17]。按B類評定，服從均勻分布，包含因子k2（V）=，區(qū)間半寬度為a2（V）= α×3 ℃，由此引入的相對標準不確定度為：，各過程相對標準不確定度見表4。

表4　溫度變化對體積的影響而引入的不確定度Table 4 Uncertainties arising from the effect of temperature change on volume

根據(jù)上表，溫度變化對體積的影響而引入的相對標準不確定度u2rel（V）為：

2.3.3.3由體積因素引入的不確定度u（V）的合成

由體積因素引入的2 個不確定度分量u1rel（V）、u2rel（V）互不相關，其合成相對標準不確定度urel（V）采用方和根方法合成得到。

2.3.4試樣質(zhì)量m稱量引入的不確定度u（m）評定

本實驗試樣質(zhì)量m通過配恒體稱量法兩次稱量給出（含一次回零）。每次測量都包括3 個來源：電子天平校準引入的不確定度u1（m）、電子天平分辯力引入的不確定度u2（m）和稱量重復性引入的不確定度u3（m），其中u3（m）歸入到測定結(jié)果的重復性因素u（frep）中計算；此外，由于使用同一架天平在一個很窄范圍內(nèi)進行稱量，天平質(zhì)量差值靈敏度可忽略不計。

2.3.4.1電子天平校準引入的不確定度u1（m）

本實驗試樣稱量采用百分之一天平，其校準的最大允許誤差為±0.01 g，引入的不確定度按B類評定，服從均勻分布，包含因子k1（m）=，區(qū)間半寬度為a1（m）= 0.01 g，由此可得：

相對標準不確定度：

2.3.4.2電子天平分辯力引入的不確定度u2（m）

由天平說明書可知其分辯力為0.01 g，引入的不確定度按B類評定，服從均勻分布，包含因子k2（m）=，區(qū)間半寬度為a2（m）=0.005 g，由此可得：

2.3.4.3試樣質(zhì)量m稱量引入的不確定度u（m）合成

由試樣質(zhì)量m稱量引入的2 個不確定度分量u1rel（m）、u2rel（m）互不相關，其合成相對標準不確定度urel（m）采用方和根方法合成得到：

2.3.5提取效率因素引入的不確定度u（R）評定

小麥試樣的前處理過程主要有均質(zhì)、過濾、凈化、氮吹、復溶等步驟，引起不確定度的因素較多，難以對各環(huán)節(jié)進行逐一評定，可通過DON加標回收率對試樣前處理過程進行不確定度評定。小麥試樣在0.70 mg/kg的水平上共進行6 次加標實驗，回收率結(jié)果見表5。

表5　DON加標回收率測定結(jié)果Table 5　Recoveries of DON in spiked sample

2.3.6DON含量測量重復性引入的不確定度u（frep）評定

重復性引入的不確定度，主要受操作人員的熟練程度及儀器本身性能等因素的影響[24]，并包含了C、V和m測量時的重復性不確定度的分量，該不確定度屬A類評定。選取2.3.1節(jié)中DON含量最高的試樣4進行6 次獨立重復測定，DON含量結(jié)果見表6。

表6　重復測定檢測結(jié)果Table 6　Repeatability of determination of DON

應用貝塞爾公式計算單次測量結(jié)果的實驗標準差（n=6）為：

技術標準規(guī)定，DON含量由2 份樣品的測量結(jié)果平均值給出[25]：2= 0.70 mg/kg，所以由含量測量重復性引入的相對標準不確定度為：。

2.4合成標準不確定度及擴展不確定度

各不確定分量相互獨立，因此相對合成標準不確定度為：

各相對標準不確定度分量的貢獻及相對合成標準不確定度見圖2。

圖2　小麥中DON含量的相對標準不確定度分量與相對合成標準不確定度Fig. 2　Relative standard uncertainty components and relative combined standard uncertainty for the determination of DON in wheat

合成標準不確定度為：uC（X）=uCrel（X）× X=0.054 1×0.70=0.038 mg/kg，取包含因子k=2，包含概率約95%，則擴展不確定度為：U=k×uC（X）= 2×0.038=0.076 mg/kg。因此，高效液相色譜法測定小麥中DON含量測量結(jié)果可表示為（0.70±0.076）mg/kg，包含因子k=2，包含概率約95%。

3　結(jié) 論

本實驗評定了高效液相色譜法測定小麥中DON含量的不確定度，通過評定可以得出，影響測量結(jié)果不確定度的因素主要是質(zhì)量濃度因素，其次是體積因素、樣品非均勻性因素，相對標準不確定度分別為0.040 3、0.019 7、0.019 6。其中質(zhì)量濃度因素中貢獻最大的分量是通過校準曲線計算樣品質(zhì)量濃度引入的不確定度，而試樣稱量引入的不確定度較小可以忽略不計。

參考文獻：

[1] 杜政, 唐瑞明. 糧食中真菌毒素標準、法規(guī)與檢驗[M]. 長沙: 湖南科學技術出版社, 2013: 5-6.

[2] 史建榮, 劉馨, 仇劍波, 等. 小麥中鐮刀菌毒素脫氧雪腐鐮刀菌烯醇污染現(xiàn)狀與防控研究進展[J]. 中國農(nóng)業(yè)科學, 2014, 47(18): 3642-3644. DOI:10.3864/j.issn.0578-1752.2014.18.012.

[3] KRSKA R, BAUMARTNER S, JOSEPHS R. The state-of-the-art in the analysis of type-A and -B trichothecene mycotoxins in cereals[J]. Fresenius’ Journal Analytical Chemistry, 2001, 371(3): 285-299. DOI:10.1007/s002160100992.

[4] 衛(wèi)生部. GB 2761—2011 食品中真菌毒素限量[S]. 北京: 中國標準出版社, 2011.

[5] 陸美斌, 李為喜, 武力, 等. HPLC測定谷物中玉米赤霉烯酮的不確定度評定[J]. 中國糧油學報, 2011, 26(3): 114-117.

[6] 曹陽, 張艷, 劉美辰. 高效液相色譜法測定糧食中T-2毒素含量的不確定度評定[J]. 糧油食品科技, 2013, 21(6): 70-72. DOI:10.3969/ j.issn.1007-7561.2013.06.018.

[7] 白福軍, 竇鑫鑫, 胡連榮. 高效液相色譜法測定黃曲霉毒素B1的不確定度評定[J]. 糧食科技與經(jīng)濟, 2013, 38(5): 27-28. DOI:10.3969/ j.issn.1007-1458.2013.05.008.

[8] 于紅衛(wèi), 曲青, 段海平. 高效液相色譜法測定食品中黃曲霉毒素B1, B2, G1, G2的不確定度評定[J]. 中國衛(wèi)生檢驗雜志, 2009, 19(3): 695-696.

[9] 謝剛, 王松雪, 張艷. 糧食中嘔吐毒素含量的免疫親和柱凈化超高效液相色譜法快速測定[J]. 分析測試學報, 2011, 30(12): 1362-1366. DOI:10.3969/j.issn.1004-4957.2011.12.006.

[10] 張鵬, 張藝兵, 鮑蕾, 等. 出入境糧谷中嘔吐毒素檢測方法的研究[J]. 檢驗檢疫科學, 2003, 13(2): 8-10. DOI:10.3969/ j.issn.1674-5354.2003.02.004.

[11] 龔燕, 孫秀蘭, 邵景東. 酶聯(lián)免疫法檢測嘔吐毒素的方法研究[J]. 食品科學, 2007, 28(10): 473-476. DOI:10.3321/ j.issn:1002-6630.2007.10.119.

[12] 李培真, 尚艷娥, 郭健, 等. 膠體金測試條快速定量測定嘔吐毒素技術在糧食中的應用[J]. 食品科學技術學報, 2013, 31(4): 55-58. DOI:10.3969/j.issn.2095-6002.2013.04.012.

[13] 祁占林. 酶聯(lián)免疫吸附試驗檢測嘔吐毒素測量不確定度評定的探討[J]. 糧油倉儲科技通訊, 2012(5): 52-54. DOI:10.3969/ j.issn.1674-1943.2012.05.021.

[14] 賈寅. 高效液相色譜法測定糧食中脫氧雪腐鐮刀菌烯醇含量的不確定度分析[J]. 糧食與食品工業(yè), 2015, 22(1): 97-100. DOI:10.3969/ j.issn.1672-5026.2015.01.028.

[15] 國家質(zhì)量監(jiān)督檢驗檢疫總局, 國家標準化管理委員會. GB/T 23503—2009 食品中脫氧雪腐鐮刀菌烯醇的測定: 免疫親和層析凈化高效液相色譜法[S]. 北京: 中國標準出版社, 2009.

[16] 國家質(zhì)量監(jiān)督檢驗檢疫總局. JJF 1135—2005 化學分析測量不確定度評定[S]. 北京: 中國計量出版社, 2005.

[17] 中國合格評定國家認可委員會. CNAS-GL06—2006 化學分析中不確定度的評估指南[S]. 北京: 中國計量出版社, 2006.

[18] 謝茂昌, 王明祖. 小麥赤霉病發(fā)病程度與DON含量的關系[J].植物病理學報, 1999, 29(1): 43-44. DOI:10.3321/j.issn:0412-0914.1999.01.008.

[19] 王松雪, 張喆. 樣品扦樣與制備-真菌毒素準確分析中的決定性因素[J].檢驗檢疫學, 2010, 5(20): 61-62.

[20] 國家質(zhì)量監(jiān)督檢驗檢疫總局. JJF 1059.1—2012 測量不確定度評定與表示[S]. 北京: 中國計量出版社, 2012.

[21] 國家質(zhì)量監(jiān)督檢驗檢疫總局. JJG 196—2006 常用玻璃量器檢定規(guī)程[S]. 北京: 中國計量出版社, 2006.

[22] 國家質(zhì)量監(jiān)督檢驗檢疫總局. JJG 646—2006 移液器檢定規(guī)程[S].北京: 中國計量出版社, 2006.

[23] 周志紅, 趙樂寬. 顯著性檢驗及不確定度在實驗室的應用[J].沈陽師范學院學報, 2002, 20(4): 278-279. DOI:10.3969/ j.issn.1673-5862.2002.04.009.

[24] 馬振棟, 王鳳池, 郝冬生. 高效液相色譜柱后衍生法測定黃曲霉毒素的不確定度評定[J]. 計量學報, 2002, 23(3): 229-233. DOI:10.3321/j.issn:1000-1158.2002.03.017.

[25] 國家質(zhì)量監(jiān)督檢驗檢疫總局, 中國國家標準化管理委員會. GB/T 27411—2012 檢測實驗室中常用不確定度評定方法與表示[S]. 北京: 中國標準出版社, 2012.

Uncertainty Evaluation for Determining Deoxynivalenol in Wheat by High Performance Liquid Chromatography

SHAO Liangliang, ZHAO Meifeng, NING Hui, YING Meirong, LUO Qian, YUAN Xiangxing
(Grain and Oil Products Quality Inspection Center of Zhejiang Province, Hangzhou310012, China)

Abstract:The measurement uncertainty for the determination of deoxynivalenol in wheat by high performance liquid chromatography (HPLC) was evaluated. According to the procedure for uncertainty assessment described in JJF 1135—2005 Evaluation of uncertainty in chemical analysis measurement and CNAS-GL06—2006 guidance on Evaluating the uncertainty in chemical analysis, a mathematical model was established, and the components of uncertainty during the determination of deoxynivalenol in wheat by HPLC were analyzed, and then the combined uncertainty and the expanded uncertainty were calculated. The results showed that the major factor affecting the measurement uncertainty was concentration while the minor ones were volume and sample heterogeneity. The corresponding relative standard uncertainties were 0.040 3, 0.019 7 and 0.019 6, respectively.

Key words:uncertainty; deoxynivalenol; high performance liquid chromatography (HPLC); wheat

收稿日期：2015-09-22

作者簡介：邵亮亮（1984—），男，工程師，碩士，研究方向為糧油產(chǎn)品質(zhì)量檢驗。E-mail：shaolly@163.com

DOI:10.7506/spkx1002-6630-201612042

中圖分類號：O657.7.2；TS207.3

文獻標志碼：A

文章編號：1002-6630（2016）12-0232-06引文格式：