Profilowanie konopi na podstawie sk³adu pierwiastkowego – cz. II

Transkrypt

Marzena Kuras
Marek Wachowicz
Profilowanie konopi
na podstawie sk³adu
pierwiastkowego
– cz. II (walidacja metody)
Na ³amach poprzedniego numeru analityczn¹. Nale¿¹ do nich: dok³ad- kich wymienionych parametrów. Na
„Problemów Kryminalistyki” [1] zosta- noœæ, precyzja, selektywnoœæ, specy- pocz¹tku konieczne jest zastanowie³y opisane metody oznaczania pier- ficznoœæ, zakres prostoliniowoœci nie siê, które parametry najlepiej opiwiastków technik¹ ICP-OES ze krzywych kalibracji oraz zakres robo- suj¹ metodê. Oczywiste jest, ¿e np.
szczególnym uwzglêdnieniem korek- czy, granica wykrywalnoœci i ozna- przy walidacji metody oznaczania
cji efektów matrycowych. We wcze- czalnoœci. Nale¿y podkreœliæ, ¿e nie wapnia w próbkach roœlinnych metoœniejszych publikacjach omówiono jest niezbêdne wyznaczanie wszyst- d¹ ICP-OES nie jest potrzebne wypodstawy metody oraz badania
znaczanie granicy
wstêpne [2, 3, 4]. W niniejszym
Tabela 1 w y k r y w a l n o œ c i ,
opracowaniu zaœ autorzy przedstagdy¿ zawartoœæ teWarunki operacyjne pracy spektrometru
wi¹ zagadnienia zwi¹zane z waligo pierwiastka w roSpectrometer set-up parameters
dacj¹ prezentowanej wczeœniej
œlinach wynosi kilka
metody takie jak: dok³adnoœæ i preprocent w przeliczeWa r u n ki
P a r a m etr
odpor n e
cyzja metody, granica wykrywalnoniu na masê próbki.
œci, granica oznaczalnoœci, zakres
Wa¿ne bêdzie wyP r z e p ³y w g a z u p l a z m o w e g o [ l / m i n ]
15
prostoliniowy i roboczy krzywych
znaczenie zakresu
P r z e p ³y w g a z u p o m o c n i c z e g o [ l / m i n ]
0,5
kalibracyjnych, selektywnoœæ meprostoliniowoœci
P r z e p ³y w g a z u p r z e z r o z p y l a c z [ l / m i n ]
0,5
tody, szacowanie niepewnoœci mekrzywych kalibracji.
tody.
Nale¿y zatem zaM o c p l a z m y [W ]
1450
Dla przypomnienia nale¿y poplanowaæ proces
W y so k o œæ o b se r w a c j i p l a z m y [ m m ]
15
daæ, ¿e w badaniach wykorzystywalidacji tak, by jak
wany jest spektrometr ICP-OES
najmniejsza liczba
P r z e p ³y w p r ó b k i [ m l / m i n ] *
1,5
Optima 3100XL firmy Perkin Elwyznaczonych paC z a s o p ó Ÿ n i e n i a [ s]
60
mer. Na podstawie przeprowadzorametrów ca³kowinych dotychczas badañ dalsze * W metodzie wzorca wewnêtrznego przep³yw próbki wynosi 0,65 ml/min,
cie charakteryzoa czas opóŸnienia 90 s
prace prowadzone bêd¹ w warunwa³a
stworzon¹
kach odpornych (ang. robust) pracy spektrometru, których parameodporność
try zamieszczono w tabeli 1.
specyficzność
Próbki ziela konopi przygotowyliniowość
wane s¹ do badañ na drodze mineragranica
lizacji na mokro z wykorzystaniem
oznaczaln ości
granica
energii mikrofalowej w uk³adzie zawykrywa lności
mkniêtym za pomoc¹ systemu Multiodtwarzalność
wave firmy Anton Paar (Perkin Elpowtarzalność
mer) z u¿yciem mieszaniny kwasu
dokładność
azotowego i wody utlenionej.
Metoda
Jakościowa (identyfikacja, potwie rdzenie)
Walidacja metody
Ilościowa - wysoki poziom stężeń
Ilościowa - niski poziom stężeń
Ka¿da nowo opracowana metoda
analityczna powinna byæ poddana
walidacji. Celem walidacji jest wyznaczenie i dokumentacja parametrów
charakteryzuj¹cych dan¹ metodê
PROBLEMY KRYMINALISTYKI 253/06
- wymagane zawsze
- nie ma potrzeby wyznaczać
Ryc. 1. Elementy walidacji wymagane przy okreœlonych metodach analitycznych [5]
Fig. 1. Elements of validation required in certain analytical methods [5]
15
metodê. Parametry niezbêdne do wyznaczenia w procesie walidacji metody jakoœciowej i iloœciowej zamieszczono na rycinie 1.
Istnieje wiele dokumentów, publikacji i przewodników dotycz¹cych
walidacji i szacowania niepewnoœci
metod analitycznych, a najbardziej
znacz¹ce zosta³y opublikowane
przez AOAC International, International Conference and Harmonization
(ICH) i Eurachem [6, 7, 8, 9, 10, 11].
Ze wzglêdu na znaczn¹ iloœæ publikacji zwi¹zanych z zagadnieniem walidacji, jej parametry zostan¹ opisane
w skrócie.
Najpowszechniej stosowan¹ jest
analiza materia³ów referencyjnych.
S¹ to próbki o znanym stê¿eniu
sk³adników w niej zawartych. Ich
analiza pozwala na okreœlenie, jaki
jest rozrzut wyników miêdzy wartoœciami certyfikowanymi a wyznaczonymi doœwiadczalnie. Jedynym mankamentem jest fakt, ¿e dla wielu próbek nie s¹ dostêpne materia³y referencyjne, np. próbki konopi z certyfikowanymi zawartoœciami pierwiastków. Dok³adnoœæ zwykle wyra¿a siê
jako procentowy odzysk (%Rc):
% Rc =
Dok³adnoœæ
Celem pracy ka¿dego analityka
jest oznaczenie prawdziwego stê¿enia substancji. W rzeczywistoœci jednak mo¿liwe jest tylko pewne przybli¿enie tej wartoœci. Metodê analityczn¹ uznaje siê za dok³adn¹, gdy wartoœæ mierzona jest równa wartoœci
prawdziwej. Istnieje wiele sposobów
na sprawdzenie dok³adnoœci metody.
X exp *100
X cert
(1),
gdzie:
Xexp – wartoœæ wyznaczona doœwiadczalnie,
Xcert – wartoœæ certyfikowana.
Wartoœæ %Rc równa 100% œwiadczy o idealnej zgodnoœci wyniku do-
œwiadczalnego z wartoœci¹ referencyjn¹.
Analiza kilku materia³ów certyfikowanych o ró¿nej zawartoœci sk³adnika oznaczanego pozwala na oszacowanie dok³adnoœci metody na ró¿nym poziomie stê¿eñ. Realizuje siê
to poprzez wykreœlenie zale¿noœci
wartoœci certyfikowanej od wyznaczonej doœwiadczalnie. Otrzymany
wykres powinien przedstawiaæ liniê
prost¹. Idealn¹ dok³adnoœæ metody
w ca³ym badanym zakresie stê¿eñ
uzyskuje siê przy wspó³czynniku korelacji równym 1.
Innym sposobem wyznaczania dok³adnoœci jest porównanie wartoœci
wyznaczonych nowo opracowan¹ metod¹ analityczn¹ i metod¹ sprawdzon¹, która jest dok³adna, oraz przez porównanie miêdzylaboratoryjne.
Jak ju¿ zosta³o to podkreœlone
w niniejszym artykule, na rynku nie
s¹ dostêpne próbki konopi z certyfikowanymi zawartoœciami pierwiastków. Dlatego te¿ do okreœlenia dok³adnoœci metody wybrano cztery roœlinne materia³y certyfikowane. Ze
Tabela 2
Dok³adnoœæ metody przedstawiona na podstawie wyników analizy materia³ów certyfikowanych
Method accuracy presented on the basis of results of certified material analysis
Z a w a r t o œæ
pierwias tka
I NC T T L 1
I NC T M P H 2
C e r t yf i k a t
W a r t o œæ
o tr z y m a n a
B [ µg / g ]
26*
29
B a [ µg / g ]
43,2 ± 3,9
C a [% ]
C TA VTL2
C TA OTL 1
C e r t yf i k a t
W a r t o œæ
o t r z ym a n a
C e r t yf i k a t
W a r t o œæ
o t r z ym a n a
C e r t yf i k a t
W a r t o œæ
o t r z ym a n a
42,7 ± 1,5
32,5 ± 2,5
31,8 ± 0,8
42,7 ± 6,6
38,3 ± 1,6
84,2 ± 11,5
80,9 ± 0,8
0,582 ±
0,052
0,578 ±
0,034
1,08 ± 0,07
1,08 ±
0,04
3,60 ± 0,15
3,58 ±
0,15
3,17 ± 0,12
3,25 ±
0,05
C u [ µg / g ]
20,4 ± 1,5
21,1 ± 0,9
7,77 ± 0,53
7,70 ±
0,35
18,2 ± 0,9
17,2 ± 0,7
14,1 ± 0,5
13,8 ± 0,2
F e [ µg / g ]
432*
448 ± 15
460*
459 ± 19
1083 ± 33
1075 ± 51
989*
1004 ± 24
M g [% ]
0,224 ±
0,017
0,220 ±
0,009
0,292 ±
0,018
0,296 ±
0,010
0,510 ±
0,023
0,519 ±
0,014
0,447 ±
0,021
0,439 ±
0,064
M n [ µg / g ]
1570 ±
110
1559 ± 54
191 ± 12
195 ± 3
79,7 ± 2,6
78,1 ± 2,5
412 ± 14
398 ± 7
S r [ µg / g ]
20,8 ± 1,7
22,0 ± 1,2
37,6 ± 1,1
38,2 ± 1,1
110 ± 12
119 ± 5
201 ± 20
184 ± 4
Z n [ µg / g ]
34,7 ± 2,7
32,2 ± 1,4
33,5 ± 2,1
32,7 ± 1,4
43,3 ± 2,1
42,1 ± 1,9
49,9 ± 2,4
47,8 ± 0,8
* Wartoœæ informacyjna
16
wzglêdu na podobn¹ matrycê próbek
za³o¿ono, ¿e próbki te bêd¹ dobrze
odzwierciedlaæ dok³adnoœæ opracowywanej metody.
Dok³adnoœæ metody wyznaczono
na podstawie wyników analiz materia³ów certyfikowanych w warunkach
odtwarzalnych. Wyniki przedstawione w tabeli 2 to œrednie z oœmiu pomiarów jednej próbki.
Metodê nale¿y uznaæ za dok³adn¹, gdy¿ wyniki analiz czterech materia³ów certyfikowanych nie ró¿ni¹ siê
istotnie od wartoœci referencyjnych.
Nale¿y zwróciæ uwagê, ¿e zawartoœci
(stê¿enia) pierwiastków w poszczególnych materia³ach zmieniaj¹ siê
w szerokim zakresie, np. dla wapnia
jest to zakres od 0,582% do 3,60%,
a w przypadku strontu – od 20,8 mg/g
do 201 mg/g, zatem opracowana metoda jest dok³adna w szerokim zakresie stê¿eñ dla ka¿dego oznaczanego
pierwiastka.
operacyjnych, to samo laboratorium
oraz powtarzanie badañ w krótkim
odstêpie czasu.
Odtwarzalnoœæ – Sr – mo¿na
oszacowaæ w jednym laboratorium
lub poprzez badania miêdzylaboratoryjne. Jest to precyzja oznaczeñ danego sk³adnika w zmiennych warunkach. Mo¿na zmieniaæ nastêpuj¹ce
warunki: metodê pomiarow¹, zasadê
pomiaru, analityka, aparat, odczynniki, laboratorium i czas pomiaru.
Precyzjê metody zwykle wyra¿a
siê przez odchylenie standardowe
(SD) lub wzglêdne procentowe odchylenie standardowe (%RSD), nazywane coraz czêœciej wspó³czynnikiem zmiennoœci (ang. coefficient of
variation) o skrócie CV. Wzory pozwalaj¹ce wyznaczyæ SD i CV wygl¹daj¹ nastêpuj¹co:
SD =
∑ (x i
CV =
B [µg/g]
Średnia
zawartość
(2)
SD * 100
x
(3),
gdzie:
xi – wynik analityczny,
x – œrednia z wyników analitycznych,
n – liczba wyników analitycznych.
Tabela 3
Powtarzalnoœæ analizy wykonywanej metod¹ ICP-OES
Repeatability of analysis performed by ICP-OES
Pierwiastek
2
n −1
Precyzja
Na precyzjê metody sk³adaj¹ siê
dwa elementy: powtarzalnoœæ i odtwarzalnoœæ wyników pomiarów.
Powtarzalnoœæ – SR – jest to precyzja metody wyznaczona w powtarzalnych warunkach. Obejmuje ona
tê sam¹ procedurê pomiaru, tego samego analityka, ten sam sprzêt pomiarowy o takich samych warunkach
−x)
SD
Na powtarzalnoœæ metody sk³ada
siê wiele elementów. Mo¿na wyznaczaæ np.:
– powtarzalnoœæ aparatu – odczytu wyników podczas analizy pojedynczej próbki,
– powtarzalnoœæ obejmuj¹c¹ precyzjê mineralizacji próbki oraz
aparatu podczas jej analizy,
– powtarzalnoœæ ca³ej metody od
pobrania próbki poprzez homogenizacjê, mineralizacjê do analizy.
Precyzja analizy w nowoczesnych
aparatach analitycznych jest bardzo
du¿a i zwykle nie ma znacz¹cego
udzia³u w powtarzalnoœci ca³ej metody. Powtarzalnoœæ analizy metod¹
ICP-OES, któr¹ zamieszczono w tabeli 3, okreœlono na podstawie 8 powtórzeñ analizy próbki CTA VTL2
(materia³ certyfikowany – liœcie tytoniu z Wirginii). Powtarzalnoœæ wyra¿ono za pomoc¹ wspó³czynnika
zmiennoœci (CV).
Powtarzalnoœæ analizy dla wiêkszoœci pierwiastków, wyra¿ona jako
CV, jest mniejsza od 1%. Tylko dla
manganu i strontu wartoœci CV s¹
wiêksze i wynosz¹ odpowiednio
1,1% i 3,8%. Nastêpnie wyznaczono
CV na podstawie wyników analizy
próbek materia³u certyfikowanego
CTA VTL2 przygotowanego w powtarzalnych warunkach. Wyniki przedstawiono w tabeli 4.
Tabela 4
Powtarzalnoœæ wyra¿ona jako CV wyznaczona na podstawie analizy materia³u certyfikowanego CTA VTL2
Repeatability expressed as CV determined as the result
of analysis of CTA VTL2 certified material
CV
Pierwiastek
22
0,2
0,7
B [µg/g]
Ba [µg/g]
38,3
0,1
0,2
Ca [%]
3,58
0,03
Cu [µg/g]
17,2
Fe [µg/g]
Średnia
zawartość
SD
CV
23
1
4,3
Ba [µg/g]
38,8
1,6
4,2
0,9
Ca [%]
3,60
0,15
4,3
0,1
0,5
Cu [µg/g]
17,3
0,7
3,8
1075
3
0,3
Fe [µg/g]
1100
51
4,6
0,517
0,01
1,1
Mg [%]
0,512
0,014
2,6
Mn [µg/g]
78,1
0,2
0,3
Mn [µg/g]
78,6
2,5
3,1
Sr [µg/g]
119
5
3,8
Sr [µg/g]
112
5
4,3
Zn [µg/g]
42,1
0,1
0,3
Zn [µg/g]
42,5
1,9
4,5
Mg [%]
17
Wszystkie wartoœci CV mieszcz¹
siê w granicach 2,6÷4,6%.
Nale¿y zauwa¿yæ, ¿e materia³ certyfikowany to próbka idealnie jednorodna. Z tego wzglêdu przy wyznaczaniu powtarzalnoœci metody na
podstawie jego analizy pomijane s¹
takie etapy jak pobranie próbki i jej
homogenizacja, które, jak mo¿na
przypuszczaæ, maj¹ istotny wk³ad
w powtarzalnoœæ ca³ej metody. Pobranie próbki reprezentatywnej roœliny konopi jest niezwykle trudnym etapem. Otó¿ do analizy trafiaj¹ zwykle
b¹dŸ ca³e roœliny konopi, b¹dŸ próbki
przez jej ujednorodnienie i mineralizacjê a¿ do analizy. Wyznaczone
wartoœci CV na podstawie wyników
analizy próbki konopi zamieszczono
w tabeli 5.
Jak wynika z danych zamieszczonych w tabeli 3, dla baru i manganu
wspó³czynniki zmiennoœci wynios³y
odpowiednio 6,2 i 5,9%. Dla pozosta³ych pierwiastków nie przekroczy³ on
5%.
Bardzo istotn¹ sk³adow¹ powtarzalnoœci metody jest powtarzalnoœæ
procesu kalibracji. By j¹ wyznaczyæ,
przygotowano trzy niezale¿ne krzywe
Tabela 5
CV wyznaczone na podstawie wyników analizy próbki konopi
CV determined basing on results of hemp sample analysis
Pierwiastek
B [µg/g]
Średnia
zawartość
SD
SD
CV
2,6
Ba
152000
1000
0,7
Ca
95000
2000
2,1
Cu
153000
2000
1,3
Ca
97800
900
0,9
Fe
181000
6000
3,3
2,1
Mg
382000
5000
1,3
8
5,9
Mn
599000
1000
0,2
87
4
4,3
Sr
4870
10
0,2
70,8
2,2
3,1
Zn
131000
4000
3,1
Ba [µg/g]
27,3
1,7
6,2
Ca [%]
3,94
0,14
3,5
Cu [µg/g]
21,4
0,2
1,0
Fe [µg/g]
900
43
4,8
0,584
0,01
2
128
Sr [µg/g]
Zn [µg/g]
kalibracyjne. Jedn¹
z wielkoœci charakteryzuj¹cych krzyw¹
kalibracji jest jej nachylenie. Porównano
nachylenia trzech
wyznaczonych krzywych. Uzyskane wyniki zamieszczono
w tabeli 6.
Wyniki zamieszczone w tab. 4 wskazuj¹, ¿e kalibracja to
proces charakteryzuj¹cy siê du¿¹ powtarzalnoœci¹. Dla wiêkszoœci pierwiastków
wartoœci wspó³czynnika zmiennoœci nie
przekracza³y 2%.
B
Średnie
nachylenie
2000
3,4
konopi wstêpnie rozdrobnione. W celu wykonania analiz porównawczych
niezbêdne jest opracowanie procedury poboru próbki, która umo¿liwia³aby wiarygodne porównywanie wyników uzyskanych dla ró¿nych próbek.
Zbadanie zawartoœci pierwiastków
w poszczególnych czêœciach roœliny
u³atwi³o opracowanie procedury poboru próbek konopi.
W tym celu z próbki konopi pobrano 8 próbek analitycznych. Poddano
je ujednorodnieniu w oddzielnych pojemnikach do homogenizacji m³ynka
planetarnego. Nastêpnie wykonano
mineralizacjê i analizowano. Taki proces wyznaczania precyzji w warunkach
powtarzalnych
obejmuje
wszystkie etapy postêpowania analitycznego od pobrania próbki, po-
18
Pierwiastek
77000
3
Mn [µg/g]
Tabela 6
Powtarzalnoœæ procesu kalibracji metody wyra¿ona jako CV
Repeatability of process of method calibration expressed as CV
CV
77
Mg [%]
W celu wyznaczenia odtwarzalnoœci wyra¿onej za pomoc¹ CV analizie poddano równie¿ 8 próbek materia³u certyfikowanego CTA VTL2.
Próbki by³y pobierane, mineralizowane i analizowane w ró¿nych dniach
analitycznych, w tych dniach przygotowywano równie¿ wzorce i wykonywano kalibracjê. Nastêpnie sprawdzano kalibracjê za pomoc¹ próbki
kontrolnej o certyfikowanych zawartoœciach oznaczanych pierwiastków.
Kalibracjê akceptowano, gdy odchylenie od stê¿enia certyfikowanego
nie przekracza³o 5%. W przeciwnym
Tabela 7
Odtwarzalnoœæ wyra¿ona jako CV wyznaczona
na podstawie analizy materia³u certyfikowanego
Reproducibility expressed as CV determined as the result
of analysis of certified material
Pierwiastek
Średnia
zawartość
SD
CV
B [µg/g]
20,5
1,2
5,6
Ba [µg/g]
31,8
0,8
2,5
Ca [%]
1,08
0,04
3,7
Cu [µg/g]
7,70
0,35
4,5
Fe [µg/g]
459
19
4,2
0,296
0,010
3,3
Mn [µg/g]
195
3
1,3
Sr [µg/g]
38,2
1,1
2,8
Zn [µg/g]
32,7
1,4
4,2
Mg [%]
razie przygotowywano now¹ krzyw¹
kalibracji. Wyniki przedstawiono
w tabeli 7.
Podobnie jak w przypadku powtarzalnoœci, wyznaczono nastêpnie odtwarzalnoœæ metody, poddaj¹c analizie próbkê konopi pobran¹, homogenizowan¹, mineralizowan¹ i analizowan¹ w ró¿nych dniach analitycznych. Uzyskane wyniki zamieszczono w tabeli 8.
SDb – odchylenie standardowe œlepej
próby.
W drugim przypadku wyra¿enie to
przyjmuje postaæ:
GW =
kc 0 RSD b
gdzie:
k – sta³a,
Tabela 8
Odtwarzalnoœæ wyznaczona na podstawie analizy
próbki konopi
Reproducibility determined basing on analysis
of hemp sample
Pierwiastek
Średnia
zawartość
B [µg/g]
SD
CV
26
1
5,7
Ba [µg/g]
43,1
1,3
3,0
Ca [%]
1,25
0,05
3,9
Cu [µg/g]
10,1
0,4
4,3
Fe [µg/g]
512
23
4,5
0,273
0,011
4,0
Mn [µg/g]
205
4
Sr [µg/g]
58,1
Zn [µg/g]
50,8
Mg [%]
Granica wykrywalnoœci
i oznaczalnoœci
Granicê wykrywalnoœci, zgodnie
z zaleceniem organizacji IUPAC, definiuje siê jako najmniejsze stê¿enie,
któremu odpowiada sygna³ ró¿ni¹cy
siê statystycznie (istotnie) od sygna³u
œlepej próby. Najczêœciej stosowane
s¹ podejœcia oparte albo na stosunku
sygna³u do szumu, albo na stosunku
sygna³u do t³a i wzglêdnym odchyleniu standardowym t³a. W pierwszym
przypadku wyra¿enie na granicê wykrywalnoœci GW mo¿na przedstawiæ
jako [12]:
kc SD
GW = 0 b
ya
(4),
gdzie:
k – sta³a,
c0 – stê¿enie odpowiadaj¹ce sygna³owi analitu ya,
(5),
R a −b
Kolejnym sposobem wyznaczania
granicy wykrywalnoœci jest metoda
wizualna. Polega ona na ocenie wizualnej sygna³ów uzyskanych dla
ró¿nych stê¿eñ oznaczanej substancji. Stê¿enia te powinny byæ tak dobrane, by obejmowa³y zakres niewykrywany i wykrywany przez aparat.
Na podstawie oceny wizualnej wybieramy sygna³, który jest wyraŸnie wy-
Tabela 9
Wartoœci granicy wykrywalnoœci i oznaczalnoœci metody
wyznaczone na podstawie wyników analizy œlepych prób
Values of detection and determination limits obtained basing
on results of analysis of blind samples
Pierwiastek
Średnie stężenie
[mg/l]
SD
[mg/l]
GW
[mg/l]
GO
[mg/l]
B
0,05
0,02
0,10
0,21
Ba
0,01
0,00
0,02
0,03
Ca
0,82
0,22
1,47
2,99
Cu
0,01
0,00
0,03
0,06
Fe
0,06
0,04
0,17
0,44
Mg
0,02
0,01
0,04
0,07
2,0
Mn
0,002
0,001
0,006
0,015
2,0
3,5
Sr
0,37
0,04
0,49
0,76
2,4
4,8
Zn
0,02
0,01
0,03
0,07
c0 – stê¿enie odpowiadaj¹ce sygna³owi analitu ya,
RSDb – wzglêdne odchylenie standardowe œlepej próby,
Ra-b – stosunek sygna³ów t³a i analitu
o stê¿eniu c0.
W kolejnej metodzie do wyznaczania granicy wykrywalnoœci stosowany
jest nastêpuj¹cy wzór:
GW = X blank + kSD b
(6),
gdzie:
k – sta³a,
Xblank – wartoœæ œlepej próby,
SDb – odchylenie standardowe œlepej
próby.
Nale¿y zaznaczyæ, ¿e dla granicy
wykrywalnoœci wartoœæ sta³ej k wynosi 3.
odrêbniony z t³a, a stê¿enie mu odpowiadaj¹ce to granica wykrywalnoœci.
Granica oznaczalnoœci to najmniejsze stê¿enie, jakie mo¿na wykryæ dan¹ metod¹ z odpowiedni¹ precyzj¹. By wyznaczyæ granicê oznaczalnoœci (GO), nale¿y we wzorach
4÷6 przyj¹æ wartoœæ sta³ej k=6.
Istnieje wiele metod wyznaczania
granicy wykrywalnoœci i oznaczalnoœci. W realizowanych badaniach postanowiono przedstawiæ wartoœci
granicy wykrywalnoœci i oznaczalnoœci uzyskane ró¿nymi metodami. Jako pierwsz¹ wybrano wyznaczanie
tych parametrów na podstawie analiz
œlepej próby. Wyniki dla 10 œlepych
prób uzyskano w warunkach odtwarzalnych. Na ich podstawie wyznaczono wartoœæ granicy wykrywalnoœci
(GW) i oznaczalnoœci (GO) wed³ug
wzorów 4÷6. Uzyskane wyniki przedstawiono w tabeli 9.
Kolejn¹ metod¹ wyznaczania GW
i GO jest metoda wizualna. Jak
19
wspomniano, polega ona na zarejestrowaniu i analizie widm pierwiastków w próbkach wzorców o ró¿nym
stê¿eniu. Przygotowywana jest seria
roztworów o wzrastaj¹cym stê¿eniu
oznaczanego pierwiastka. Nale¿y zaznaczyæ, ¿e stê¿enia wzorców powin-
ny byæ dobrane tak, by obejmowa³y
poziom, którego aparat nie jest w stanie wykryæ. W badaniach przygotowano serie wzorców pierwiastków o stê¿eniach: 0; 0,01; 0,02; 0,05; 0,1; 0,2;
0,5; 1 i 2 mg/l. Matryc¹ wszystkich
wzorców jest 20-procentowy kwas
B
azotowy. Widma pierwiastków o wzrastaj¹cym stê¿eniu zamieszczono na
rycinach 2÷10. Nale¿y zaznaczyæ, ¿e
zamieszczono widma tylko dla tych
stê¿eñ pierwiastków, które s¹ niezbêdne do wyodrêbnienia granicy wykrywalnoœci i oznaczalnoœci.
Ba
0 mg/l
0 mg/l
18000
47000
0,01 mg/l
0,02 mg/l
Intensywność [cps]
41000
38000
0,05 mg/l
35000
0,1 mg/l
32000
17000
0,2 mg/l
249.67
249.68
249.69
249.7
0,02 mg/l
14000
13000
0,05 mg/l
12000
10000
233.505
0,5 mg/l
249.66
15000
11000
29000
26000
249.65
0,01 mg/l
16000
44000
249.71
0,1 mg/l
233.515
233.525
233.535
233.545
Długość fali [nm]
D łu go ść fal i [ n m ]
Ryc. 3. Widma uzyskane dla baru o ró¿nych stê¿eniach
Fig. 3. Spectra of barium in various concentrations
Ryc. 2. Widma uzyskane dla boru o ró¿nych stê¿eniach
Fig. 2. Spectra of boron in various concentrations
Ca
0 mg/l
Cu
0 mg/l
135000
130000
0,02 mg/l
59000
57000
0,05 mg/l
55000
0,1 mg/l
53000
61000
0,01 mg/l
0,01 mg/l
63000
0,02 mg/l
125000
0,05 mg/l
120000
115000
0,1 mg/l
110000
0,2 mg/l
105000
51000
49000
315.86
0,2 mg/l
315.87
315.88
315.89
315.9
315.91
100000
327.36
315.92
0,5 mg/l
327.38
Ryc. 4. Widma uzyskane dla wapnia o ró¿nych stê¿eniach
Fig. 4. Spectra of calcium in various concentrations
Fe
Ryc. 5. Widma uzyskane dla miedzi o ró¿nych stê¿eniach
Fig. 5. Spectra of copper in various concentrations
Mg
0 mg/l
0,01 mg/l
26000
0,02 mg/l
24000
0,05 mg/l
22000
0,01 mg/l
71000
28000
0 mg/l
76000
30000
66000
0,02 mg/l
61000
56000
0,05 mg/l
51000
20000
0,1 mg/l
238.19
238.2
238.21
238.22
238.23
Ryc. 6. Widma uzyskane dla ¿elaza o ró¿nych stê¿eniach
Fig. 6. Spectra of iron in various concentrations
20
327.42
18000
238.18
327.4
46000
285.17
0,1 mg/l
285.19
285.21
285.23
285.25
Ryc. 7. Widma uzyskane dla magnezu o ró¿nych stê¿eniach
Fig. 7. Spectra of magnesium in various concentrations
Mn
0 mg/l
Sr
0,01 mg/l
0 mg/l
24500
21500
0,02 mg/l
20500
0,05 mg/l
22500
21500
23500
0,01 mg/l
20500
19500
18500
0,1 mg/l
19500
0,2 mg/l
18500
0,5 mg/l
17500
1 mg/l
0,02 mg/l
17500
16500
257.57
257.59
257.61
257.63
16500
232.21
257.65
2 mg/l
232.22
232.24
232.25
232.26
Ryc. 8. Widma uzyskane dla manganu o ró¿nych stê¿eniach
Fig. 8. Spectra of manganese in various concentrations
Ryc. 9. Widma uzyskane dla strontu o ró¿nych stê¿eniach
Fig. 9. Spectra of strontium in various concentrations
Tabela 10
Wartoœci granicy wykrywalnoœci i oznaczalnoœci metody
wyznaczone na podstawie wizualnej oceny widm
Values of detection and determination limits obtained basing
on visual assessment of spectra
Zn
0 mg/l
10500
10000
9500
232.23
0,01 mg/l
9000
8500
8000
0,02 mg/l
P i e r w i a st e k
7500
GW
[m g / l ]
GO
[m g / l ]
7000
6500
6000
206.176
B
0,05 mg/l
206.186
206.196
206.206
206.216
Ryc. 10. Widma uzyskane dla cynku o ró¿nych stê¿eniach
Fig. 10. Spectra of zinc in various concentrations
W tabeli 10 podano wartoœci granicy wykrywalnoœci i oznaczalnoœci wyznaczone na podstawie oceny wizualnej widm.
Zakres prostoliniowy i roboczy
krzywych kalibracyjnych
n
r =
Liniowoœæ to niezwykle istotny parametr metody analitycznej. Okreœla
ona zakres prostoliniowej zale¿noœci
pomiêdzy stê¿eniem oznaczanego
sk³adnika i uzyskanym sygna³em
analitycznym. Ze wzglêdów praktycznych po¿¹dane jest, by zakres prostoliniowoœci by³ jak najwiêkszy.
Umo¿liwia to oznaczanie ma³ych
i du¿ych stê¿eñ sk³adnika bez koniecznoœci rozcieñczania próbki. Korelacjê pomiêdzy stê¿eniem a sygna³em mo¿na opisaæ za pomoc¹ wspó³czynnika korelacji – r.
∑ (x i
i =1
n
∑ (x i
i =1
0,2
0,5
Ba
0,05
0,1
Ca
0,05
0,2
Cu
0,2
0,5
Fe
0,05
0,1
Mg
0,05
0,1
Mn
0,01
0,02
Sr
1
2
Zn
0,02
0,05
− x )(y i − y )
(7),
− x)
2
n
∑ (y i
i =1
−y)
2
gdzie:
xi, yi – wspó³rzêdne kolejnych punktów w analizowanym zbiorze,
n – liczba punktów,
x, y – odpowiednio wartoœci œrednie
wspó³rzêdnych.
Zale¿noœæ miêdzy y (zmienna zale¿na) a x (zmienna niezale¿na) bêdzie idealnie liniowa, gdy wspó³czynnik korelacji wyniesie 1 albo –1.
W analizie chemicznej oczekiwane
s¹ korelacje lepsze od 0,99.
By wyznaczyæ zakres prostoliniowy metody, nale¿y poddaæ analizie
seriê co najmniej piêciu roztworów
analitu o ró¿nym stê¿eniu, a nastêpnie obliczyæ wspó³czynnik korelacji.
Zakres roboczy krzywej kalibracji
to zakres stê¿eñ, z jakiego korzysta
siê w danej metodzie analitycznej.
Musi charakteryzowaæ siê dobrym
wspó³czynnikiem korelacji.
Ró¿nicê miêdzy zakresem prostoliniowym a roboczym metody przedstawiono na rycinie 11.
Metoda ICP-OES ma du¿y zakres
prostoliniowoœci krzywych kalibracyjnych, zwykle siêgaj¹cy kilku rzêdów
21
nachylenie krzywej kalibracji zamieszczono wczeœniej w tabeli 6.
Tabela 11
Zakres roboczy krzywych kalibracji
Working range of calibration curves
Pierwiastek
Ryc. 11. Zakres prostoliniowy i roboczy metody analitycznej
Fig. 11. Linear and working range of analytical method
wielkoœci. Jednak ka¿da krzywa kalibracji odznacza siê ograniczonym
zakresem.
W przypadku analizy próbek konopi najwiêksze stê¿enia oznaczane s¹
dla wapnia i magnezu – do odpowiednio 2100 mg/l i 1270 mg/l. Jedynie w przypadku tych dwóch pierwiastków jest uzasadnione wyznaczanie prostoliniowego zakresu krzywych kalibracji. W tym celu przygotowano i analizowano serie roztworów
kalibracyjnych zawieraj¹cych:
– dla wapnia 0, 100, 200, 400,
600, 700, 800, 900, 1000 mg/l,
– dla magnezu 0, 50, 100, 150,
175 i 200 mg/l.
Uzyskane wyniki zamieszczono
na rycinach 12 i 13.
Powy¿ej stê¿enia 200 mg/l nastêpuje prze³adowanie linii Mg 285,213.
Zatem oznaczanie wy¿szych stê¿eñ
za pomoc¹ tej linii nie jest mo¿liwe.
Wartoœæ wspó³czynnika (0,9995)
wskazuje na du¿¹ prostoliniowoœæ
krzywej kalibracji.
W przypadku wapnia krzywa jest
prostoliniowa w zakresie 0÷700 mg/l.
Wspó³czynnik
korelacji
wynosi
0,9998. Powy¿ej 700 mg/l nastêpuje
prze³adowanie linii wapnia, co uniemo¿liwia oznaczanie wy¿szych stê¿eñ.
W tabeli 11 zamieszczono zakresy
robocze krzywych kalibracji dla
wszystkich oznaczanych pierwiastków. Czu³oœæ metody wyra¿ona jako
80000000
70000000
60000000
50000000
40000000
30000000
20000000
10000000
0
R 2 = 0.9995
0
100
200
300
stężeni e Mg [mg/l ]
Ryc. 12. Zakres prostoliniowy krzywej kalibracji wyznaczonej dla magnezu
Fig. 12. Rectilinear range of calibration curve for magnesium
22
B
0÷10
Ba
0÷10
Ca
0÷500
Cu
0÷10
Fe
0÷100
Mg
0÷200
Mn
0÷50
Sr
0÷10
Zn
0÷10
Selektywnoœæ
Selektywnoœæ to zdolnoœæ metody
do odró¿niania oznaczanego analitu
od innych substancji. Badanie selektywnoœci zwykle przeprowadza siê
poprzez analizê próbek analitów, do
których dodano potencjalne interferenty, i obserwacjê uzyskiwanych sygna³ów.
Metoda ICP-OES nie odznacza
siê niestety dobr¹ selektywnoœci¹ ani
specyficznoœci¹. Mo¿liwoœæ jednoczesnego oznaczania zdecydowanej
wiêkszoœci pierwiastków uk³adu
okresowego jest du¿¹ zalet¹, lecz
Ca 315.877
intensywność [cps]
Mg 285.213
Zakres roboczy
[mg/l]
80000000
70000000
60000000
50000000
40000000
30000000
20000000
10000000
0
R 2 = 0.9998
0
100 200 300 400 500 600 700 800
stężeni e C a [mg/l ]
Ryc. 13. Zakres prostoliniowy krzywej kalibracji wyznaczonej dla wapnia
Fig. 13. Rectilinear range of calibration curve for calcium
moc¹ którego wykonywano analizy, przygotowano seriê czterech roztwowyposa¿ony jest w detektor w zakre- rów wzorcowych oraz œlep¹ próbê.
sie UV. W tym zakresie stront emituje W ka¿dym roztworze stê¿enie strontu
tylko jedn¹ falê o stosunkowo ma³ej by³o sta³e i wynosi³o 2,5 mg/l. Stê¿eczu³oœci. Interferencja spektralna nie ¿elaza wynosi³o odpowiednio 0,
mog³aby uniemo¿liwiæ dok³adne 10, 20 i 50 mg/l. Nale¿y zaznaczyæ,
oznaczanie tego pierwiastka w prób- ¿e stê¿enia strontu i ¿elaza dobrano
kach konopi. Jedynym pierwiastkiem, tak, by odzwierciedla³y poziom wyktóry móg³by zak³ócaæ sygna³ Sr, jest stêpuj¹cy w próbkach konopi. Wyniki
¿elazo. Linia Fe232,233 jest bardzo analizy przedstawiono na rycinach
s³aba, lecz ze wzglêdu na idealne na- 14, 15 oraz w tabeli 13.
³o¿enie z lini¹ Sr postanowiono
sprawdziæ
jej
wp³yw. Dodatko24500
Sr
wym czynnikiem
przemawiaj¹cym
22000
za sprawdzeniem
19500
wystêpowania tej
interferencji jest
17000
fakt, ¿e stront
w próbkach kono14500
pi wystêpuje na
12000
poziomie stê¿eñ
232.22
232.23
232.24
232.25
232.26
kilkakrotnie ni¿długość fal i [nm]
szym od ¿elaza.
Sr 0 mg/l + Fe 0 mg/l
Sr 2.5 mg/l
Zatem ¿elazo moSr 2.5 mg/l + Fe 10 mg/l
Sr 2.5 mg/l + Fe 20 mg/l
¿e mieæ faktyczny
wp³yw na wyniki
oznaczeñ. W celu Ryc. 14. Widma uzyskane dla strontu w matrycy ¿elaza o ró¿nym stê¿eniu
sprawdzenia, czy Fig. 14. Spectra of strontium in ferrous matrix in various concentrations
tak jest w istocie,
mo¿e równie¿ byæ wad¹. Wystêpowanie sygna³ów pierwiastka przy
wielu ró¿nych d³ugoœciach fali mo¿e
prowadziæ do ich nak³adania siê z sygna³ami innych pierwiastków. Najwiêksze b³êdy zwi¹zane z nak³adaniem siê sygna³ów obserwowane s¹,
gdy obok siebie wystêpuj¹ silne linie
pierwiastka oznaczanego i interferenta. Emitowanie wielu fal daje mo¿liwoœæ prostej eliminacji interferencji
spektralnych poprzez wybranie innej
– nieobarczonej interferencjami linii
analitycznej. Jednak czêsto takie linie
s¹ mniej czu³e i wykrycie stê¿eñ œladowych za ich pomoc¹ jest utrudnione.
W trakcie walidacji metody oznaczania pierwiastków w próbkach konopi sprawdzono, jakie potencjalne
interferenty emituj¹ sygna³y w pobli¿u linii analitycznych oznaczanych
pierwiastków. Zestawienie tych informacji zamieszczono w tabeli 12. Brano pod uwagê linie interferentów
znajduj¹ce siê w odleg³oœci mniejszej
ni¿ 0,005 nm od linii oznaczanego
pierwiastka.
W wyznaczaniu interferencji spektralnych najwiêksz¹ uwagê zwrócono
na liniê strontu. Spektrometr, za po-
Tabela 12
Potencjalne interferenty [13]
Possible interferents
Pierwiastek
Długość fali
[nm]
Potencjalny interferent/długość fali [nm]
B
249,677
Tc 249,677; Sn 249,677; Hg 249,678; Cr 249,681
Ba
233,527
Nb 233,531; V 233,533
Be
234,861
Mo 234,858; Ta 234,859; Zr 234,859
Be
313,107
Th 313,107; Zr 313,111
Ca
315,887
Ce 315,888
Cu
327,393
Nb 327,389; U 327,390; Th 327,392; Ce 327,393;
Co 327,393; Ta 327,396; Mo 327,396; Ce 327,396;
Sb 327,397
Fe
238,204
V 238,203; Hg 238,206
Mg
285,213
U 285,209; W 285,210; Ce 285,212; Mo 285,213;
Mn
257,610
Ru 257,609; Co 257,610; Zr 257,610
Sr
232,235
Fe 232,233
Zn
206,200
Nb 206,297; In 206,200; V 206,200
Y
371,029
Ce 371,025; W 371,029; U 371,031
Analiza widm zamieszczonych na
rycinie 14 wskazuje, ¿e obecnoœæ ¿elaza powoduje przede wszystkim
wzrost poziomu t³a, który jest proporcjonalny do stê¿enia ¿elaza w próbce. Na podstawie tych widm trudno
okreœliæ, czy wystêpuj¹ interferencje
spektralne, czyli czy nastêpuje
wzrost intensywnoœci sygna³u strontu
w obecnoœci coraz wiêkszych stê¿eñ
¿elaza.
Na rycinie 15 zamieszczono widma takie same jak na rycinie 14, lecz
z przesuniêtym poziomem t³a. Wystêpowanie t³a na podobnym poziomie u³atwia interpretacjê wizualn¹
widm. Okazuje siê, ¿e wysokoœæ sygna³u Sr roœnie wraz ze wzrostem zawartoœci ¿elaza w próbce. Œwiadczy
to o wystêpowaniu interferencji spektralnych.
Dane zestawione w tabeli 13 pozwalaj¹ na oszacowanie wielkoœci tej
interferencji. Okazuje siê, ¿e stê¿enie
¿elaza w wysokoœci 10 mg/l powodu-
23
22500
Tabela 13
Intensywnoœci emisji uzyskane dla strontu w obecnoœci
matrycy ¿elaza o ró¿nym stê¿eniu
Emission intensities obtained for strontium in presence
of ferrous matrix
Sr
21000
19500
18000
16500
15000
13500
12000
232.22
232.23
232.24
232.25
232.26
długość fal i [nm]
Sr 0 mg/l + Fe 0 mg/l
Sr 2.5 mg/l
Stężenie
Sr
[mg/l]
Stężenie
Fe
[mg/l]
Intensywność
dla Sr
[cps]
Intensywność względna
dla Sr
[%]
2,5
0
10537
100
2,5
10
11330
108
2,5
20
12037
114
2,5
50
12805
122
Ryc. 15. Wystandaryzowane widma uzyskane dla strontu w matrycy ¿elaza
o ró¿nym stê¿eniu
Fig. 15. Standardised spectra of strontium in ferrous matrix in various
concentrations
je wzrost intensywnoœci strontu o 8%,
a w wysokoœci 50 mg/l a¿ o 22%
w stosunku do sygna³u uzyskanego
bez dodatku interferenta.
Wyniki uzyskane dla 105 próbek
konopi wskazuj¹, ¿e oznaczane stê¿enie ¿elaza nie przekracza 40 mg/l.
Nale¿y zaznaczyæ, ¿e dla 72% próbek oznaczone stê¿enie tego pierwiastka nie przekracza³o 10 mg/l,
a tylko w 5% próbek wynios³o wiêcej
ni¿ 20 mg/l. Te informacje wskazuj¹,
¿e efekt interferencyjny dla strontu
jest istotny dla 28% badanych próbek.
Szacowanie niepewnoœci metody
Na niepewnoœæ metody oznaczania pierwiastków w próbce konopi
technik¹ ICP-OES wp³ywa wiele
czynników.
Niepewnoœæ wynikaj¹ca z procesu
przygotowania próbki obejmuje nastêpuj¹ce sk³adniki:
– niepewnoœæ wyznaczania masy
próbki (niepewnoœæ wagi analitycznej),
– niepewnoœæ kolby, w której przygotowywana jest próbka.
Niepewnoœæ wyznaczania kalibracji i oznaczania pierwiastka w próbce
konopi obejmuje cztery rodzaje
sk³adników:
– sk³adniki niepewnoœci zwi¹zane
z przygotowywaniem roztworów
wzorcowych,
24
– niepewnoœæ wzorca wyjœciowego, z którego w wyniku rozcieñczenia
przygotowywane s¹ wzorce robocze,
– niepewnoœæ objêtoœci pipetowanego wzorca (niepewnoœæ pipety),
– niepewnoœæ kolb, w których
przygotowywane s¹ wzorce robocze.
Sk³adniki niepewnoœci zwi¹zane
z analiz¹ wzorców roboczych metod¹
ICP-OES:
– niepewnoœæ wyznaczenia intensywnoœci sygna³u dla pierwiastków
we wzorcach roboczych,
– sk³adniki niepewnoœci zwi¹zane
z analiz¹ próbki konopi,
w próbce konopi,
w œlepej próbie.
Sk³adniki niepewnoœci nale¿y pogrupowaæ w zale¿noœci od tego, jakim typom szacowania niepewnoœci
podlegaj¹ (A czy B).
W tym przypadku typ A szacowania niepewnoœci obejmuje sk³adniki,
które zosta³y wyznaczone doœwiadczalnie, tj. intensywnoœci pierwiastków dla próbki, intensywnoœci pierwiastków dla œlepej próby i intensywnoœci pierwiastków dla wzorców. Dla
tych sk³adników niepewnoœæ standardowa (U) jest równa odchyleniu standardowemu.
Sk³adniki podlegaj¹ce typowi B
szacowania niepewnoœci to: objêtoœæ
kolb, w których przygotowywano prób-
kê i wzorce robocze, objêtoœæ pipetowanego wzorca oraz masa próbki.
Prostok¹tnemu rozk³adowi prawdopodobieñstwa, dla którego niepewnoœæ standardowa jest równa
U=
Sd
3
podlegaj¹ objêtoœci kolb, w których przygotowywano próbkê i wzorce robocze, a tak¿e objêtoœæ pipetowanego wzorca. Natomiast masa
próbki, czyli niepewnoœæ wagi, bêdzie
podlegaæ trójk¹tnemu rozk³adowi
prawdopodobieñstwa, dla którego
U=
Sd
6
Aby opracowaæ model szacowania niepewnoœci, nale¿y równie¿
znaæ model matematyczny, wed³ug
którego spektrometr oblicza stê¿enie
analitu na podstawie zmierzonej intensywnoœci sygna³u.
Równanie krzywej wzorcowej
mo¿na przedstawiæ nastêpuj¹co:
y = ax + b
(8),
gdzie:
y – intensywnoœæ sygna³u analitycznego,
x – stê¿enie,
a – nachylenie krzywej,
b – punkt przeciêcia krzywej z osi¹ y.
Wartoœæ a obliczana jest ze wzoru 9.
Wartoœæ b obliczana jest ze wzoru 10:
(wzór 13). Poniewa¿ to
(x1 − x )(y1 − y ) + (x 2 − x )(y 2 − y ) + (x 3 − x )(y 3 − y ) + (x 4 − x )(y 4 − y ) matycznego
jeszcze
bardzie
komplikuje model maa=
(x1 − x )2 + (x 2 − x )2 + (x 3 − x )2 + (x 4 − x )2
tematyczny, zrezygnowano z wsta-
gdzie:
xi – wartoœæ stê¿enia wzorca,
yi – wartoœæ sygna³u analitycznego.
b=
(9) wiania tego wzoru w tym miejscu pracy. Pe³ny model matematyczny jest
rozcieñczanie z odpowiedniego uwzglêdniony w skoroszycie Microsoft
wzorca wyjœciowego. Stê¿enie wzor- Excel, który by³ wykorzystywany w obliczeniach.
y1 + y 2 + y 3 + y 4 (x1 − x )(y1 − y ) + (x 2 − x )(y 2 − y )+ (x3 − x )(y 3 − y ) + (x 4 − x )(y 4 − y ) x1 + x 2 + x 3 + x 4
−
∗
4
4
(x1 − x )2 + (x 2 − x )2 + (x3 − x )2 + (x 4 − x )2
(10)
Stê¿enie nieznanej próbki w mg/l
obliczane jest z zale¿noœci 11.
xo =
(y
ox
− y osp )− b
(11),
a
xi =
gdzie:
x0 – wartoœæ stê¿enia [mg/l],
y0x – wartoœæ œrednia sygna³u analitycznego dla nieznanej próbki [mg/l],
y0sp – wartoœæ œrednia sygna³u analitycznego dla œlepej próby [mg/l].
Stê¿enie analitu wyra¿one w mg/l
przekszta³cane jest na mg/kg wed³ug
wzoru (12) z uwzglêdnieniem masy
próbki oraz objêtoœci kolby, w której
j¹ przygotowano:
C=
x0 ∗ V p
(12),
m
gdzie:
C – wartoœæ stê¿enia [mg/kg],
x0 – wartoœæ stê¿enia [mg/l],
Vp – objêtoœæ kolby, w której przygotowano próbkê [ml],
m – masa próbki [g].
Cwz ∗ Vi
Vk
(14),
gdzie:
Cwz – stê¿enie wzorca wyjœciowego
[mg/l],
Vi – objêtoœæ odpipetowanego wzorca
[ml],
Vk – objêtoœæ kolby, w której przygotowywano wzorzec [ml].
T¹ zale¿noœæ nale¿y wstawiæ
w miejsce x1, x2, x3 do modelu mate-
Tabela 14
Wzglêdny udzia³ poszczególnych elementów metody w niepewnoœci z³o¿onej
Relative contribution of individual method components in complex uncertainty
Element metody
Ba
Ca
26,2
23,7
16,3
14,57
0,2
18,8
1,8
30,6
17,8
Intensywność ślepej próbki [cps]
<0,1
<0,1
<0,1
<0,1
<0,1
<0,1
<0,1
<0,1
<0,1
Intensywność wzorca 1 [cps]
<0,1
<0,1
<0,1
<0,1
<0,1
<0,1
<0,1
3,2
<0,1
0,9
0,4
<0,1
2,42
<0,1
0,5
0,11
<0,1
0,1
5,6
4,5
0,7
10,4
3,6
1,6
2,13
6,9
7,1
0,03
0,5
7,2
2,3
4,0
6,2
5,3
1,2
0,7
0,3
0,3
1,3
0,20
2,6
1,0
1,50
0,2
0,3
<0,1
<0,1
0,2
<0,1
0,2
0,1
0,1
<0,1
<0,1
Intensywność próbki [cps]
Objętość próbki [ml]
Po po³¹czeniu tych wzorów 8–12
otrzymujemy model matematyczny
opisany wzorem 13.
Jednak
nale¿y
dodatkowo
uwzglêdniæ fakt, ¿e wzorce kalibracyjne zosta³y przygotowane przez
W tabeli 14 podano wzglêdny
udzia³ poszczególnych elementów
w niepewnoœci z³o¿onej.
Dla pierwiastków B, Ba, Cu, Sr i Zn
najwiêkszy udzia³ w niepewnoœci metody ma stê¿enie wzorca g³ównego.
Niepewnoœæ tego wzorca stanowi od
39,9% ca³kowitej niepewnoœci dla
miedzi do 61,0% dla cynku. Otó¿ jest
to zwi¹zane z faktem, ¿e roztwór tego
wzorca przygotowano poprzez rozcieñczenie wzorca wyjœciowego
o stê¿eniu ka¿dego z pierwiastków
1000 mg/l. Oczywiste jest, ¿e wraz
z rozcieñczaniem próbki (wzorca) roœnie niepewnoœæ metody. By zmniejszyæ zatem niepewnoœæ oznaczania
tych pierwiastków, nale¿y zastosowaæ
roztwór wzorca o stê¿eniu 100 mg/l.
ca do kalibracji mo¿na wyraziæ wzorem 14.
Masa próbki [g]
Stężenie wzorca głównego [mg/l]
B
Cu
Fe
Mg
Mn
Sr
Zn
55,0
58,3
0,2
39,9
0,4
0,4
0,2
49,1
61,0
Objętość wzorca 1 [ml]
<0,1
<0,1
<0,1
<0,1
<0,1
<0,1
<0,1
<0,1
<0,1
3,6
3,5
<0,1
9,7
15,2
<0,1
0,1
1,7
3,7
7,3
7,5
2,3
16,6
37,8
11,0
28,1
4,1
8,0
0,7
1,0
70,4
3,6
33,4
59,5
59,1
2,7
1,0
Objętość roztworu wzorca [ml]
0,3
0,3
1,3
0,2
2,6
1,0
1,5
0,2
0,3

y + y2 + y3 + y4 (x1 − x )(y1 − y )+ (x2 − x )(y2 − y )+ (x3 − x )(y3 − y )+ (x4 − x )(y4 − y ) x1 + x2 + x3 + x4  (13)

−
∗
V p ∗  (yox − y0 sp )− 1

4
4
(x1 − x )2 + (x2 − x )2 + (x3 − x )2 + (x4 − x )2
 mg 


C  =
x
x
y
y
x
x
y
y
x
x
y
y
x
x
y
y
−
−
+
−
−
+
−
−
+
−
−
(
)(
)
(
)(
)
(
)(
)
(
)(
)
kg
1
1
2
2
3
3
4
4
 
m∗
(x1 − x )2 + (x2 − x )2 + (x3 − x )2 + (x4 − x )2
25
Dla pozosta³ych pierwiastków
g³ównym elementem determinuj¹cym
niepewnoœæ metody jest dozowanie
objêtoœci roztworu wzorca g³ównego,
czyli by zmniejszyæ niepewnoœæ metody, nale¿y kupiæ pipety o wiêkszej
precyzji dozowania objêtoœci.
W tabeli 15 podano wzglêdne procentowe wartoœci niepewnoœci z³o¿onej (U) metody oznaczania ka¿dego
pierwiastka. Zamieszczono w niej
równie¿ wartoœæ stê¿enia, gdy¿ wa¿ny jest poziom stê¿eñ, dla którego
wyznaczono niepewnoœæ. Podana
wartoœæ Ur to wartoœæ wzglêdna niepewnoœci rozszerzonej. Obliczono j¹,
mno¿¹c wartoœæ U przez 2. Niepewnoœæ rozszerzona oddaje pe³niej wartoœæ niepewnoœci metody. Jest to
spowodowane tym, ¿e przy szacowaniu niepewnoœci czêsto nie mo¿na
przewidzieæ i okreœliæ wszystkich
czynników, które na ni¹ wp³ywaj¹.
Jak mo¿na siê by³o spodziewaæ,
najwiêksz¹ wzglêdn¹ niepewnoœæ
Podsumowanie
W opublikowanych ju¿ artyku³ach
zwi¹zanych z opracowywaniem metody profilowania konopi na podstawie sk³adu pierwiastkowego przedstawiono: badania wstêpne zwi¹zane
z analiz¹ materia³u roœlinnego, stabilnoœci¹ stosowanych roztworów, efektami matrycowymi i walidacj¹ metody. Doprowadzi³y one do opracowania wiarygodnej i pewnej metody wyznaczania sk³adu pierwiastkowego
konopi. Na podstawie wykonanej pracy okreœlone zosta³y zasady i parametry mineralizacji konopi oraz warunki analizy technik¹ ICP-OES.
Wyniki opisanych etapów pracy
autorzy wykorzystali w nastêpnych
badaniach zwi¹zanych ju¿ z w³aœciwym, bezpoœrednim badaniem ziela
konopi pod k¹tem rozk³adu pierwiastków w roœlinie (korzeniach, ³odygach,
liœciach, kwiatostanach oraz nasionach). Ponadto przeprowadzono
analizy próbek konoTabela 15 pi w³óknistych pobranych z plantacji usyWartoœci niepewnoœci standardowej (U) i rozszerzonej
(Ur) metody oznaczania pierwiastków technik¹ ICP OES tuowanych w ró¿nych rejonach Polski,
Values of standard (U) and extended (Ur) uncertainty
a tak¿e próbek konofor element determination method by ICP OES
pi „narkotycznych”,
które by³y jednoczeStężenie
U
Ur
Pierwiastek
œnie przedmiotem
[mg/kg]
[%]
[%]
badañ w ekspertyB
29,6
5,5
11,0
zach opracowywanych w CLK KGP.
Ba
31,4
5,3
10,6
Otrzymane wyniki
Ca
11428
2,5
5,1
zosta³y poddane zaCu
7,27
6,4
12,9
awansowanej analizie
statystycznej
Fe
423
2,8
5,6
w celu oceny mo¿liMg
2952
2,8
5,6
woœci grupowania
próbek konopi.
Mn
184
2,9
5,8
Opracowana meSr
39,1
5,8
11,6
toda jest równie¿
Zn
31,4
5,2
10,4
wykorzystywana
w bie¿¹cej pracy
metody uzyskano dla pierwiastków, Wydzia³u Chemii CLK KGP przy bezktóre oznaczano na poziomie œlado- poœrednim porównywaniu konopi dowym, tj. B, Ba, Cu, Sr i Zn, i mieœci³a wodowych (u¿ytkownik) i porównawsiê ona w zakresie 10,4÷12,9%. Dla czych (hurtownik) pod k¹tem ich
pierwiastków, których stê¿enia pier- wspólnego pochodzenia. Wyniki
wiastków w próbkach konopi s¹ z tych etapów pracy autorzy przedznacznie wy¿sze, niepewnoœæ roz- stawi¹ w nastêpnym numerze „Proszerzona wynosi od 5,1% dla wapnia blemów Kryminalistyki”.
do 5,8% dla manganu.
26
BIBLIOGRAFIA
1. M. Kuras, M. Wachowicz: Profilowanie konopi na podstawie sk³adu pierwiastkowego – cz. I (efekty matrycowe),
„Problemy Kryminalistyki” 2006, nr 252,
s. 21–30.
2. M. Kuras, praca magisterska „Analiza elementarna wybranych narkotyków
oraz pó³produktu i produktu syntezy siarczanu 4-etoksyamfetaminy”, Wydzia³
Chemii UW, Warszawa 2002.
3. M. Wachowicz, M. Kuras: Wstêp
do profilowania konopi na podstawie sk³adu pierwiastkowego, „Problemy Kryminalistyki” 2003, nr 240, s. 10–19.
4. M. Wachowicz, M. Kuras: Mineralizacja mikrofalowa jako jedna z technik
przygotowania próbek do badañ porównawczych, „Problemy Kryminalistyki”
2002, nr 238, s. 8–22.
5. P. van Zoonen, R. Hoogerbrugge,
S.M. Gort, H.J. van de Wiel, H.A. van`t
Klooster: Some practical examples of
method validation in the analytical laboratory, „Trends in Analytical Chemistry”, 18
(1999), s. 584–593.
6. Eurachem/CITAC Guide: Quantifying uncertainty in analytical measurement, Second edition, 2000.
7. B.N. Taylor, C.E. Kuyatt: Guidelines for evaluating and expressing the uncertainty of NIST measurement results,
„NIST Technical Note” 1297, 1994 Edition.
8. M. Thompson, S.L.R. Ellison,
R. Wood: Harmonized guidelines for single – laboratory validation of methods of
analysis (IUPAC Technical Report), „Pure
Apel. Chem.”, vol. 74, nr 5 (2002), s. 835–855.
9. Eurachem/CITAC Guide: Traceability in chemical measurement, a guide to
achieving comparable results in chemical
measurement, 2003.
10. Analytical Methods Committee:
Uncertainty of measurement: implications
of its use in analytical science, „Analyst”
1995, vol. 120, s. 2303–2308.
11. R.J.N. Bettencourt da Silva, M. Filomena, G.F.C. Camões, J. Seabra e
Barros: Validation and quality control
schemies based on the expression of results with uncertainty, „Analytica Chimica
Acta” 1999, 393, s. 167–175.
12. W. Hyk, Z. Stojek: Analiza statystyczna w laboratorium analitycznym, Komitet
Chemii Analitycznej PAN, Warszawa 2000.
13. ICP WinLab Bonus Pack, Perkin Elmer.

Profilowanie konopi na podstawie sk³adu pierwiastkowego – cz. II

Transkrypt

Podobne dokumenty

Plan higieny-Toalety

Informacje dla nauczycieli Novo Nordisk rozmiar

Relacja pomiędzy stężeniem hemoglobiny (Hb)

Seria-R