2. 江苏省疾病预防控制中心
测量不确定度是表征合理地赋予被测量值之间的分散性,与测量结果相联系的参数[1]。目的是为了正确估算被测量值的范围[2]。中华人民共和国国家计量技术规范《测量不确定度评定与表示》(JJF 1059.1-2012)[3]中指出检测结果的完整报告应包含测量不确定度,定量地说明检测结果的质量。百菌清是一种非内吸性广谱的有机氯杀菌剂,具有高效、广谱、对人畜毒性低等特点,目前应用广泛[4]。我国目前生活饮用水中百菌清卫生限值为0.01 mg/L[5]。为了解影响固相萃取—气相色谱—质谱法测定饮用水中百菌清含量不确定度的主要来源,以保障实验室提供的分析数据准确、可靠,需要及时总结与评定分析结果的不确定度。本实验根据《测量不确定度评定与表示》(JJF1059.1-2012)[3]、《化学分析中不确定度的评估指南》[6]等相关文献,对水中百菌清的固相萃取—气相色谱—质谱法的测定结果的不确定度进行评定。
1 材料与方法 1.1 仪器及主要试剂Agilient7890B-5977A气相色谱—质谱仪(美国安捷伦公司);Autotrace280固相萃取仪(美国赛默飞公司);MGS-2200氮吹仪(日本);二氯甲烷、乙酸乙酯、丙酮、甲醇(美国默克公司)均为色谱纯。
1.2 仪器工作条件参考《生活饮用水卫生监测部分水质指标补充检验方法手册》(试行)[7]的生活饮用水中15种半挥发性有机物的检验方法:固相萃取—气相色谱—质谱法对水样进行浓缩定容后,用气相色谱—质谱仪分离测定,程序升温,毛细管色谱柱分离待测组分,气相色谱—质谱(GC/MS)检测。
GC条件:色谱柱:DB-5MS(30 m×0.25 mm× 0.25 μm);升温程序:50 ℃(保持4 min),10 ℃/min至280 ℃(保持8 min);进样口温度:250 ℃;载气:高纯氦;柱流量:1.0 mL/min。
MS条件:离子源温度:230 ℃;传输线温度:280 ℃;四级杆温度:150 ℃;电离方式:EI;电子能量:70 eV;质谱扫描范围:(35~300) amu。
1.3 测定结果的数学模型水中百菌清含量按公式(1)计算:
$ C = \frac{{{C_1} \times {V_1}}}{V} $ | (1) |
式中:C—水样中百菌清的浓度,mg/L;
C1—从标准曲线上查出百菌清的质量浓度,mg/L;
V1—浓缩后的体积,mL;
V—水样体积,mL。
2 结果 2.1 不确定度的来源识别和分析从测量方法和数学模型可以看出,主要步骤包括样品量取、样品制备、仪器分析等过程。样品前处理,可通过加标回收率数据作为不确定度分量引入。因此,本实验的不确定度主要来源为(图 1):①标准溶液系列配制过程中引入的不确定度;②样品浓缩定容过程中引入的不确定度;③内标加入量引入的不确定度;④测量结果重复性引入的不确定度。
2.2 不确定度的分量评定 2.2.1 标准溶液及其配制过程中引入的不确定度 2.2.1.1 标准物质的相对标准不确定度urel(标准物质)
查标物证书可知,百菌清标准储备液(浓度为1 000 mg/L)的扩展不确定度为7 mg/L,k=2。该标物的标准不确定度为:7/2=3.5 mg/L,相对标准不确定度为urel(标准物质)=3.5/1 000=0.35%。
2.2.1.2 校准曲线配制过程中引入的相对标准不确定度urel(标准配制)标准使用溶液及标准系列配制过程中需要计算1 mL移液管、2 mL刻度吸管和10 mL容量瓶引入的不确定度。
(1) 1 mL移液管引起的相对标准不确定度urel(移-1)。该体积有两个主要的影响:①校准:单标线1 mL移液管的容量允差为± 0.007 mL,按照矩形分布计算,其相对标准不确定度是:0.007/(1×
(2) 2 mL刻度吸管引起的相对标准不确定度urel(吸-2)。该体积有两个主要的影响:①校准:单标线2 mL移液管的容量允差为± 0.012 mL,按照矩形分布计算,其相对标准不确定度是:0.012/(2×
(3) 10 mL容量瓶引起的相对标准不确定度urel(容-10)。该体积有两个主要的影响:①校准:10 mL容量瓶,A级,最大允差±0.02 mL,按照矩形分布计算,其相对标准不确定度是:0.02/(10×
(4) 标准中间液的配制。用移液管吸取1.0 mL标准储备液定容至10.0 mL容量瓶中,配制成100.0 mg/L的标准使用液。故配制标准中间液带入的相对标准不确定度
(5) 配制百菌清标准使用液带入的不确定度。用移液管吸取1.0 mL中间液于10.0 mL容量瓶中,定容,浓度为10.0 μg/mL,配制百菌清标准使用液带入的相对标准不确定度同配制标准中间液带入的相对标准不确定度
(6) 在标准系列配制中,均使用同一标准使用液,同一系列容量瓶和一支刻度吸管配制,对每一个点都做评定再进行合成就重复评定了一些分量,所以只要用其中一个点的分量来代表整个标准系列配制中的不确定度分量参加合成即可。在标准系列的配制中,引入的不确定度分量分别是10 mL容量瓶和2 mL刻度吸管引入的分量。校准曲线配制过程中引入的相对标准不确定度
(7) 计算标准系列相对标准不确定度
相对标准不确定度urel(回归)的计算见公式(2)和(3):
$ {u_{\rm rel(回归)}} = \frac{{{S_{\rm y}}}}{b}\sqrt {\frac{1}{p} + \frac{1}{n} + \frac{{{{(c - \overline x )}^2}}}{{\sum\limits_{i = 1}^n {{{({x_{\rm i}} - \overline x )}^2}} }}} $ | (2) |
$ {S_{\rm y}} = \sqrt {\frac{{\sum\nolimits_{i = 1}^n {{{({y_{\rm i}} - y)}^2}} }}{{n - 2}}} $ | (3) |
式中:Sy—校准曲线的标准差;
yi—各个标准溶液浓度对应的响应值;
y—根据标准曲线算出的理论响应值;
b—校准曲线的斜率;
p—样品重复测定次数;
n—标准溶液的测定总次数;
c—待测样品浓度,mg/L;
xi—由标准曲线方程中得出的标准溶液中浓度值,mg/L;
x—标准曲线各浓度点的均值。
配制标准系列0、0.2、0.4、0.8、1.0和2.0 mg/L上机测定,标准曲线为y=810 569.44x-120 853.65。得到yi、y、(yi-y)2、xi、(xi-x)2结果(表 1)。将b=810 569.44,p=6,n=6,c=0.70 mg/L,x=0.88 mg/L,代入公式(2)和(3),得到:
浓度值/(mg/L) | yi | y | (yi-y)2 | xi | (xi-x)2 |
0.20 | 59 430 | 41 260.24 | 330 140 251.1 | 0.22 | 0.435 6 |
0.40 | 211 897 | 203 374.13 | 72 639 381.2 | 0.41 | 0.220 9 |
0.80 | 514 645 | 527 601.90 | 167 881 309.4 | 0.78 | 0.010 0 |
1.00 | 658 921 | 689 715.79 | 948 319 091.1 | 0.96 | 0.006 4 |
2.00 | 1 517 344 | 1 500 285.23 | 291 001 633.9 | 2.02 | 1.299 6 |
标准溶液及其配制过程中引入的相对标准不确定度:
取样过程中的不确定度主要由1 000 mL量筒(量出式)引入,包括体积校准引入的不确定度和使用量筒量取样品时实验室温度变化引入的不确定度。
(1) 1 000 mL量筒的体积不确定度:1 000 mL量筒的容量允差为±10 mL,按照矩形分布计算,其相对标准不确定度为10/(1 000×
(2) 实验室温度变化引入的不确定度:体积变化a=V×液体膨胀系数×△T=1 000×2.1×10-4×3=0.63 mL,温度变化引入的相对标准不确定度为0.63/(1 000×
因此,样品量取时引入的相对标准不确定度为urel(样品量取)=
固相萃取过程需要经过上柱、洗脱、浓缩、定容等步骤,要确定每一步骤对测量结果不确定度的贡献很困难,实验中一般采用方法的回收率对固相萃取过程引入的不确定度进行评定。取7份自来水样,其中1份作为空白,其它6份,分别加入0.8 mg/L标准溶液,按照同样测量过程进行平行测定。精密度和回收率结果如表 2所示,回收率的标准差s(R)=
样品编号 | 加标浓度/(mg/L) | 测定值/(mg/L) | 回收率R/% | 平均回收率R/% | RSD/% |
1 | 0.80 | 0.65 | 81.2 | 87.7 | 4.85 |
2 | 0.69 | 86.2 | |||
3 | 0.75 | 93.8 | |||
4 | 0.72 | 90.0 | |||
5 | 0.69 | 86.2 | |||
6 | 0.71 | 88.8 |
样品制备过程中引入的相对标准不确定度为:urel(样品制备)=
根据内标法原理,内标加入量根据样品定容体积计算,是样品待测组分准确定量的关键步骤,而样品溶液的实际定容体积不影响定量的准确性,故内标量加入带入的不确定度来源为计量器具用100 μL微量进样器。100 μL微量进样器,允差±2 μL,假设是矩形分布,k=
重复测量6次测定值结果(表 2)的标准偏差为s(x)=
合成百菌清浓度的相对标准不确定度:urel(合成)=
百菌清浓度的标准不确定度:
$ \begin{array}{l} x = {f_{rec}} \times \overline x /1000 = 1.14 \times 0.7/1000 = 0.8{\rm \mu g/L}\\ {u_{(标准)}} = {u_{\rm rel(合成)}} \times x = 3.58\% \times 0.8 = 0.03{\rm \mu g/L} \end{array} $ |
取包含因子k=2,置信水平为95%,扩展不确定度U(x)为:
$ U(x) = {u_{(标准)}} \times k = 0.03 \times 2 = 0.06{\rm \mu g/L} $ |
用固相萃取—气相色谱—质谱法测定水中百菌清含量,当k=2(95%置信概率)时,测量结果为(0.8±0.06) μg/L。
2.5 不确定度分量图urel的不确定度主要由urel(标准溶液及其配制)、urel(样品制备)、urel(内标)、urel(重复性)合成而来,其中urel(标准溶液及其配制)的不确定度主要由标准物质、标准配制、线性回归的相对标准不确定度[urel(标准物质)、urel(标准配制)、urel(回归)]合成而来。urel(样品制备)的不确定度主要由样品量取、回收率的相对标准不确定度[urel(样品量取)、urel(回收率)]合成而来。不同来源的不确定度分量大小(图 2)显示回收率产生的相对标准不确定度分量最大,其次是测量重复性和线性回归产生的相对标准不确定度,标准物质带来的相对标准不确定度分量最小。
3 讨论
固相萃取—气相色谱—质谱法测定水中百菌清,测得水中百菌清浓度平均值为0.8 μg/L,按数学模型计算相对合成标准不确定度及扩展不确定度为± 0.06 μg/L。测定饮用水中百菌清含量不确定度主要来源依次是样品制备、测量重复性、标准溶液配制以及内标加入量所引入的不确定度。
从各来源的不确定度分量来看,回收率引入的相对标准不确定度的贡献最大。回收率主要是评价固相萃取效率,而影响固相萃取的效率因素很多,如萃取柱的选择、洗脱剂的强度和流速等。实际应用时,可通过选择合适的萃取柱以及洗脱剂、控制流速等措施减小测量不确定度。
影响测定结果不确定度的其它重要因素为样品测量的重复性和线性回归引入的相对标准不确定度。对于重复测量引入的不确定度,需要实验环境尽可能地保持一致以及通过增加测量样品的次数减小测量不确定度。对于线性回归引入的相对标准不确定度,一般来说,校准曲线的线性相关性越好,测定结果的不确定度越小,而影响线性相关性的因素很多,如分析方法自身的精密度、仪器的稳定性、分析人员的操作都会影响校准曲线的线性[8]。实际应用时,在配制标准溶液时应该注意保证配制过程用到的玻璃量具洁净且规格一致。并可通过增加标准系列点数、样本测量次数、空白测量次数、提高仪器性能指标、提升分析人员操作技能等措施减小测量不确定度[9]。
为了保障实验室提供的分析数据准确、可靠,在实验过程中要严格按照标准方法要求,减少样品在前处理以及检测过程中引入的不确定度。对水中百菌清含量的不确定度评定和分析,将有助于实验人员更好地开展实验室质量控制,使实验分析数据更加真实可靠。
[1] |
武洪丽, 鲜青龙, 王琴. 火焰原子吸收法测定水中镁元素含量的不确定度评定[J]. 环境卫生学杂志, 2014, 4(2): 195-199. (In English: Wu HL, Xian QL, Wang Q. Evaluation on uncertainty of determining magnesium in drinking water by flame atomic absorption spectrophotometry[J]. J Environ Hyg, 2014, 4(2): 195-199.) |
[2] |
李韵谱, 林夏, 方建龙, 等. 二次热解吸-气相色谱法测定空气中苯的不确定度评估[J]. 环境卫生学杂志, 2012, 2(5): 240-243, 253. (In English: Li YP, Lin X, Fang JL, et al. Evaluation on the uncertainty of benzene measured by two-stage thermal desorption-gas chromatography[J]. J Environ Hyg, 2012, 2(5): 240-243, 253.) |
[3] |
中华人民共和国国家质量监督检验检疫总局. JJF1059.1-2012测量不确定度评定与表示[S].北京: 中国标准出版社, 2013.
|
[4] |
章虎, 李振, 徐浩, 等. 固相萃取法测定水中百菌清和拟除虫菊酯[J]. 浙江农业学报, 2004, 16(5): 279-281. (In English: Zhang H, Li Z, Xu H, et al. Analysis of chlorothalonil and pyrethroid pesticides in water using a solid phase extraction technique[J]. Acta Agric Zhejiangensis, 2004, 16(5): 279-281. DOI:10.3969/j.issn.1004-1524.2004.05.008) |
[5] |
中华人民共和国卫生部. GB 5749-2006生活饮用水卫生标准[S].北京: 中国标准出版社, 2007.
|
[6] |
中国合格评定国家认可委员会. CNAS-GL06化学分析中不确定度的评估指南[S].北京: 中国计量出版社, 2006.
|
[7] |
国家卫生计生委疾控局.生活饮用水卫生监测部分水质指标补充检验方法手册(试行)[R].北京: 国家卫生计生委疾控局2014.
|
[8] |
曹宏燕. 分析测试中测量不确定度及评定第三部分分析测试中主要不确定度分量的评定[J]. 冶金分析, 2005, 25(3): 82-87. (In English: Cao HY. Uncertianty in measurement and its evaluation in analysis and testing Part 3 Evaluations of main components of uncertainty in analysis and measurements[J]. Metall Anal, 2005, 25(3): 82-87. DOI:10.3969/j.issn.1000-7571.2005.03.024) |
[9] |
王彦刚. 化学实验室仪器分析法不确定度的计算[J]. 计量技术, 2003(11): 56-58. DOI:10.3969/j.issn.1000-0771.2003.11.025 |