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

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高效液相色譜法測(cè)定小麥中脫氧雪腐鐮刀菌烯醇含量的不確定度評(píng)定

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

摘 要：對(duì)高效液相色譜法測(cè)定小麥中脫氧雪腐鐮刀菌烯醇含量的測(cè)量不確定度進(jìn)行評(píng)定。依據(jù)JJF 1135—2005《化學(xué)分析測(cè)量不確定度評(píng)定》及CNAS-GL06—2006《化學(xué)分析中不確定度的評(píng)估指南》中不確定度評(píng)定的基本程序，建立數(shù)學(xué)模型，分析高效液相色譜法測(cè)定小麥中脫氧雪腐鐮刀菌烯醇含量過程中引入的各測(cè)量不確定度分量，計(jì)算得到測(cè)量結(jié)果的合成標(biāo)準(zhǔn)不確定度和擴(kuò)展不確定度。評(píng)定結(jié)果表明：影響檢測(cè)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(duì)標(biāo)準(zhǔn)不確定度分別為0.040 3、0.019 7、0.019 6。

關(guān)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(cè)定小麥中脫氧雪腐鐮刀菌烯醇含量的不確定度評(píng)定[J]. 食品科學(xué), 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(dòng)物在誤食被該毒素污染的食物后會(huì)導(dǎo)致各類急性中毒癥狀，嚴(yán)重時(shí)導(dǎo)致造血系統(tǒng)受損而死亡。因此，DON對(duì)人類及動(dòng)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(guó)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(biāo)為1 000 μg/kg，并且規(guī)定了其檢驗(yàn)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(guān)文獻(xiàn)對(duì)高效液相色譜法測(cè)定常見真菌毒素含量的不確定度進(jìn)行評(píng)定[5-8]，而關(guān)于DON的文獻(xiàn)大多側(cè)重研究其檢測(cè)方法[9-12]，評(píng)定其測(cè)量不確定度的文獻(xiàn)資料很少[13-14]。本實(shí)驗(yàn)采用GB/T 23503—2009《食品中脫氧雪腐鐮刀菌烯醇的測(cè)定：免疫親和層析凈化高效液相色譜法》規(guī)定的方法測(cè)定小麥中DON的含量[15]，并依據(jù)JJF 1135—2005《化學(xué)分析測(cè)量不確定度評(píng)定》[16]及CNAS-GL06—2006《化學(xué)分析中不確定度的評(píng)估指南》[17]的要求對(duì)各實(shí)驗(yàn)過程中所產(chǎn)生的不確定度進(jìn)行評(píng)估計(jì)算，分析各不確定度分量對(duì)合成不確定度的貢獻(xiàn)，為評(píng)估檢測(cè)結(jié)果的質(zhì)量水平和改進(jìn)實(shí)驗(yàn)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(chǔ)備糧管理有限公司。

DON標(biāo)準(zhǔn)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(guó)Sigma-Aldrich公司；甲醇（色譜純）美國(guó)Tedia公司；DON免疫親和柱北京華安麥科生物技術(shù)有限公司；玻璃纖維濾紙英國(guó)Whatman公司；去離子水（符合GB/T 6682—2008《分析實(shí)驗(yàn)室用水規(guī)格和試驗(yàn)方法》的一級(jí)水標(biāo)準(zhǔn)）。

1.2儀器與設(shè)備

1260型高效液相色譜儀（配有紫外檢測(cè)器）美國(guó)Agilent公司；PL202-L型分析天平瑞士Mettler Toledo公司；T25型均質(zhì)機(jī)德國(guó)IKA公司；N-EVAP111型氮吹儀美國(guó)Organomation公司；XW-80A型渦旋振蕩器上海醫(yī)科大學(xué)儀器廠；JFSD-100型粉碎機(jī)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(biāo)準(zhǔn)、法規(guī)和檢驗(yàn)》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(shù)有限公司提供的嘔吐毒素免疫親和柱說明書進(jìn)行：將小麥樣品清雜后用粉碎機(jī)全部粉碎成全麥粉（過20 目篩），準(zhǔn)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?dú)獯蹈桑缓鬁?zhǔn)確加入1.0 mL流動(dòng)相復(fù)溶，渦旋混勻后，復(fù)溶液經(jīng)0.22 μm微孔濾膜過濾后供高效液相色譜測(cè)定。

1.3.2標(biāo)準(zhǔn)溶液的配制

準(zhǔn)確吸取1.0 mL DON標(biāo)準(zhǔn)品（質(zhì)量濃度為100.5 μg/mL）至10 mL容量瓶中，用流動(dòng)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(biāo)準(zhǔn)儲(chǔ)備液。準(zhǔn)確移取5.0、2.0、1.0、0.5、0.2、0.1 mL標(biāo)準(zhǔn)儲(chǔ)備液于10 mL容量瓶中，用流動(dòng)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(biāo)準(zhǔn)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(dòng)相：甲醇-水（20∶80，V/V）；柱溫35 ℃；流速1.0 mL/min；進(jìn)樣量50 μL；檢測(cè)波長(zhǎng)218 nm。

2　結(jié)果與分析

2.1建立數(shù)學(xué)模型

根據(jù)測(cè)定原理及方法，樣品中DON含量計(jì)算見公式（1）：式中：X為試樣中DON含量/（mg/kg）；C為由標(biāo)準(zhǔn)曲線得到的待測(cè)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(biāo)回收實(shí)驗(yàn)所得，表示測(cè)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(píng)估

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

DON測(cè)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(biāo)準(zhǔn)品質(zhì)量濃度引入的不確定度u1（C）、溫度變動(dòng)引入的不確定度u2（C）、通過校準(zhǔn)曲線計(jì)算樣品質(zhì)量濃度引入的不確定度u3（C）、質(zhì)量濃度測(cè)量重復(fù)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(jì)量器具體積校準(zhǔn)引入的不確定u1（V）、溫度變動(dòng)對(duì)體積的影響引入的不確定u2（V）、體積測(cè)量重復(fù)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(zhǔn)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(fù)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(biāo)回收率的不確定度u（R）得到；6）DON含量X測(cè)量重復(fù)性引入的不確定度u（frep）：將輸入量C、V和m的重復(fù)性因素u4（C）、u3（V）和u3（m）組合在一起，歸入測(cè)定結(jié)果（DON含量X）的重復(fù)性因素u（frep）中并直接評(píng)定，而不必分別評(píng)定輸入量C、V和m重復(fù)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(jì)算

2.3.1由樣品非均勻性因素引入的不確定度u（fhom）評(píng)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(yán)重的籽粒就可以左右測(cè)定結(jié)果[18]，因此樣品非均勻性引入的不確定度分量應(yīng)該包含在被測(cè)量的計(jì)算公式中。為了保證試樣均勻性和檢測(cè)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(píng)定該不確定度分量，本實(shí)驗(yàn)以小麥樣品經(jīng)分樣、制備得到6 個(gè)小麥粉試樣，分別測(cè)定含量，測(cè)定結(jié)果見表1，其不確定度按A類評(píng)定。

表1 不同樣品DON含量檢測(cè)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(píng)定

由質(zhì)量濃度因素引入的的標(biāo)準(zhǔn)不確定度u（C），包括標(biāo)準(zhǔn)品質(zhì)量濃度引入的不確定度u1（C）、溫度變動(dòng)引入的不確定度u2（C）、通過校準(zhǔn)曲線計(jì)算樣品質(zhì)量濃度引入的不確定度u3（C）、測(cè)量重復(fù)性引入的不確定度u4（C）；其中u4（C）歸入到測(cè)定結(jié)果的重復(fù)性因素u（frep）中計(jì)算。

2.3.2.1標(biāo)準(zhǔn)品質(zhì)量濃度引入的不確定度u1（C）

2.3.2.2標(biāo)準(zhǔn)溶液質(zhì)量濃度Cs由溫度變動(dòng)引入的不確定度u2（C）

DON標(biāo)準(zhǔn)溶液的溶劑為乙腈，20 ℃時(shí)乙腈的膨脹系數(shù)為1.37×10－3℃－1，而實(shí)驗(yàn)室的溫度為（20±3）℃，按B類評(píng)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(duì)標(biāo)準(zhǔn)不確定度為：

2.3.2.3通過校準(zhǔn)曲線計(jì)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(biāo)準(zhǔn)溶液配制時(shí)引入的不確定度，擬合校準(zhǔn)曲線時(shí)引入的不確定度，以及校準(zhǔn)曲線斜率和截距引入的不確定度。其中配制標(biāo)準(zhǔn)溶液時(shí)涉及到計(jì)量器具及溶液體積的變動(dòng)，其不確定度在體積因素中一并計(jì)算。

校準(zhǔn)曲線采用6 個(gè)標(biāo)準(zhǔn)溶液質(zhì)量濃度水平，每個(gè)水平進(jìn)行2 次平行實(shí)驗(yàn)，共n=12 個(gè)校準(zhǔn)點(diǎn)參與校準(zhǔn)曲線擬合。校準(zhǔn)過程所用數(shù)據(jù)見表2。

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

以峰面積為縱坐標(biāo)，質(zhì)量濃度為橫坐標(biāo)，通過擬合校準(zhǔn)曲線，可得回歸方程為Ai=bCi＋a，其中Ci為第i校準(zhǔn)點(diǎn)標(biāo)準(zhǔn)溶液質(zhì)量濃度/（μg/mL）；Ai為標(biāo)準(zhǔn)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(jì)算可以得到：標(biāo)準(zhǔn)溶液質(zhì)量濃度Ci的總平均值，=1.467 μg/mL，標(biāo)準(zhǔn)溶液峰面積Ai的總平均值，=81.593。斜率和截距分別為：

因此，標(biāo)準(zhǔn)溶液的校準(zhǔn)曲線為Ai=56.12Ci－0.715。

峰面積A殘差的標(biāo)準(zhǔn)偏差[20]：

選取2.3.1節(jié)中的試樣2待測(cè)液進(jìn)行2 次（m=2）平行測(cè)量，測(cè)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(zhǔn)曲線引入的標(biāo)準(zhǔn)不確定度分量u（cal）為：

由斜率b和截距a引入的標(biāo)準(zhǔn)不確定度分別為：

傳播系數(shù)分別為：

因此，由校準(zhǔn)曲線斜率和截距引入的標(biāo)準(zhǔn)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(gè)不確定度分量u1rel（C）、u2rel（C）及u3rel（C）互不相關(guān)，其合成相對(duì)標(biāo)準(zhǔn)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(píng)定

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

2.3.3.1計(jì)量器具校準(zhǔn)引入的不確定度u1（V）

本實(shí)驗(yàn)在標(biāo)準(zhǔn)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(jì)量器具不確定度均按B類不確定度評(píng)定，容量瓶按三角分布計(jì)算，吸量管和移液器按均勻分布計(jì)算[17]，各不確定度來源和計(jì)算結(jié)果見表3。

表3　計(jì)量器具校準(zhǔn)引入的不確定度Table 3 Uncertainties of calibration from volumetric measurement

根據(jù)表3可知，由計(jì)量器具校準(zhǔn)引入的相對(duì)標(biāo)準(zhǔn)不確定度u1rel（V）為：

2.3.3.2溫度變化對(duì)體積的影響而引入的不確定度u2（V）

實(shí)驗(yàn)室溫度在（20±3） ℃之間變化，20 ℃時(shí)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(jì)量器具的體積膨脹，因此只需考慮液體的體積膨脹。標(biāo)準(zhǔn)溶液和樣品以流動(dòng)相定容，屬于有機(jī)液體，體積膨脹系數(shù)α取1×10－3℃－1計(jì)算[17]。按B類評(píng)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(duì)標(biāo)準(zhǔn)不確定度為：，各過程相對(duì)標(biāo)準(zhǔn)不確定度見表4。

表4　溫度變化對(duì)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(duì)體積的影響而引入的相對(duì)標(biāo)準(zhǔn)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(gè)不確定度分量u1rel（V）、u2rel（V）互不相關(guān)，其合成相對(duì)標(biāo)準(zhǔn)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(píng)定

本實(shí)驗(yàn)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(cè)量都包括3 個(gè)來源：電子天平校準(zhǔn)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(fù)性引入的不確定度u3（m），其中u3（m）歸入到測(cè)定結(jié)果的重復(fù)性因素u（frep）中計(jì)算；此外，由于使用同一架天平在一個(gè)很窄范圍內(nèi)進(jìn)行稱量，天平質(zhì)量差值靈敏度可忽略不計(jì)。

2.3.4.1電子天平校準(zhǔn)引入的不確定度u1（m）

本實(shí)驗(yàn)試樣稱量采用百分之一天平，其校準(zhǔn)的最大允許誤差為±0.01 g，引入的不確定度按B類評(píng)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(duì)標(biāo)準(zhǔn)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(píng)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(gè)不確定度分量u1rel（m）、u2rel（m）互不相關(guān)，其合成相對(duì)標(biāo)準(zhǔn)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(píng)定

小麥試樣的前處理過程主要有均質(zhì)、過濾、凈化、氮吹、復(fù)溶等步驟，引起不確定度的因素較多，難以對(duì)各環(huán)節(jié)進(jìn)行逐一評(píng)定，可通過DON加標(biāo)回收率對(duì)試樣前處理過程進(jìn)行不確定度評(píng)定。小麥試樣在0.70 mg/kg的水平上共進(jìn)行6 次加標(biāo)實(shí)驗(yàn)，回收率結(jié)果見表5。

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

2.3.6DON含量測(cè)量重復(fù)性引入的不確定度u（frep）評(píng)定

重復(fù)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(cè)量時(shí)的重復(fù)性不確定度的分量，該不確定度屬A類評(píng)定。選取2.3.1節(jié)中DON含量最高的試樣4進(jìn)行6 次獨(dú)立重復(fù)測(cè)定，DON含量結(jié)果見表6。

表6　重復(fù)測(cè)定檢測(cè)結(jié)果Table 6　Repeatability of determination of DON

應(yīng)用貝塞爾公式計(jì)算單次測(cè)量結(jié)果的實(shí)驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)差（n=6）為：

技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)規(guī)定，DON含量由2 份樣品的測(cè)量結(jié)果平均值給出[25]：2= 0.70 mg/kg，所以由含量測(cè)量重復(fù)性引入的相對(duì)標(biāo)準(zhǔn)不確定度為：。

2.4合成標(biāo)準(zhǔn)不確定度及擴(kuò)展不確定度

各不確定分量相互獨(dú)立，因此相對(duì)合成標(biāo)準(zhǔn)不確定度為：

各相對(duì)標(biāo)準(zhǔn)不確定度分量的貢獻(xiàn)及相對(duì)合成標(biāo)準(zhǔn)不確定度見圖2。

圖2　小麥中DON含量的相對(duì)標(biāo)準(zhǔn)不確定度分量與相對(duì)合成標(biāo)準(zhǔn)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(biāo)準(zhǔn)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(kuò)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(cè)定小麥中DON含量測(cè)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(shí)驗(yàn)評(píng)定了高效液相色譜法測(cè)定小麥中DON含量的不確定度，通過評(píng)定可以得出，影響測(cè)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(duì)標(biāo)準(zhǔn)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(xiàn)最大的分量是通過校準(zhǔn)曲線計(jì)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(jì)。

參考文獻(xiàn)：

[1] 杜政, 唐瑞明. 糧食中真菌毒素標(biāo)準(zhǔn)、法規(guī)與檢驗(yàn)[M]. 長(zhǎng)沙: 湖南科學(xué)技術(shù)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(jìn)展[J]. 中國(guó)農(nóng)業(yè)科學(xué), 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(guó)標(biāo)準(zhǔn)出版社, 2011.

[5] 陸美斌, 李為喜, 武力, 等. HPLC測(cè)定谷物中玉米赤霉烯酮的不確定度評(píng)定[J]. 中國(guó)糧油學(xué)報(bào), 2011, 26(3): 114-117.

[6] 曹陽, 張艷, 劉美辰. 高效液相色譜法測(cè)定糧食中T-2毒素含量的不確定度評(píng)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(cè)定黃曲霉毒素B1的不確定度評(píng)定[J]. 糧食科技與經(jīng)濟(jì), 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(cè)定食品中黃曲霉毒素B1, B2, G1, G2的不確定度評(píng)定[J]. 中國(guó)衛(wèi)生檢驗(yàn)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(cè)定[J]. 分析測(cè)試學(xué)報(bào), 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(cè)方法的研究[J]. 檢驗(yàn)檢疫科學(xué), 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(cè)嘔吐毒素的方法研究[J]. 食品科學(xué), 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(cè)試條快速定量測(cè)定嘔吐毒素技術(shù)在糧食中的應(yīng)用[J]. 食品科學(xué)技術(shù)學(xué)報(bào), 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(yàn)檢測(cè)嘔吐毒素測(cè)量不確定度評(píng)定的探討[J]. 糧油倉儲(chǔ)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(cè)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(guó)家質(zhì)量監(jiān)督檢驗(yàn)檢疫總局, 國(guó)家標(biāo)準(zhǔn)化管理委員會(huì). GB/T 23503—2009 食品中脫氧雪腐鐮刀菌烯醇的測(cè)定: 免疫親和層析凈化高效液相色譜法[S]. 北京: 中國(guó)標(biāo)準(zhǔn)出版社, 2009.

[16] 國(guó)家質(zhì)量監(jiān)督檢驗(yàn)檢疫總局. JJF 1135—2005 化學(xué)分析測(cè)量不確定度評(píng)定[S]. 北京: 中國(guó)計(jì)量出版社, 2005.

[17] 中國(guó)合格評(píng)定國(guó)家認(rèn)可委員會(huì). CNAS-GL06—2006 化學(xué)分析中不確定度的評(píng)估指南[S]. 北京: 中國(guó)計(jì)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(guān)系[J].植物病理學(xué)報(bào), 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(zhǔn)確分析中的決定性因素[J].檢驗(yàn)檢疫學(xué), 2010, 5(20): 61-62.

[20] 國(guó)家質(zhì)量監(jiān)督檢驗(yàn)檢疫總局. JJF 1059.1—2012 測(cè)量不確定度評(píng)定與表示[S]. 北京: 中國(guó)計(jì)量出版社, 2012.

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

[22] 國(guó)家質(zhì)量監(jiān)督檢驗(yàn)檢疫總局. JJG 646—2006 移液器檢定規(guī)程[S].北京: 中國(guó)計(jì)量出版社, 2006.

[23] 周志紅, 趙樂寬. 顯著性檢驗(yàn)及不確定度在實(shí)驗(yàn)室的應(yīng)用[J].沈陽師范學(xué)院學(xué)報(bào), 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(cè)定黃曲霉毒素的不確定度評(píng)定[J]. 計(jì)量學(xué)報(bào), 2002, 23(3): 229-233. DOI:10.3321/j.issn:1000-1158.2002.03.017.

[25] 國(guó)家質(zhì)量監(jiān)督檢驗(yàn)檢疫總局, 中國(guó)國(guó)家標(biāo)準(zhǔn)化管理委員會(huì). GB/T 27411—2012 檢測(cè)實(shí)驗(yàn)室中常用不確定度評(píng)定方法與表示[S]. 北京: 中國(guó)標(biāo)準(zhǔn)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(jiǎn)介：邵亮亮（1984—），男，工程師，碩士，研究方向?yàn)榧Z油產(chǎn)品質(zhì)量檢驗(yàn)。E-mail：shaolly@163.com

DOI:10.7506/spkx1002-6630-201612042

中圖分類號(hào)：O657.7.2；TS207.3

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

文章編號(hào)：1002-6630（2016）12-0232-06引文格式：