旋光法测定木薯中淀粉含量不确定度评定

周秀梅1,雷宝良1,张凤枰1,2,*,刘耀敏1,范秀丽1
(1.通威股份有限公司,农业部水产畜禽营养与健康养殖重点实验室,四川 成都 610041;2.上海海洋大学食品 学院,上海 201306)

摘 要:对采用旋光法测定木薯中的淀粉含量的不确定度进行评定。建立测量模型,分析确定木薯中淀粉含量的不确定度来源,并对测量过程中的不确定度分量进行逐层分析与合成,当木薯的淀粉含量为50.20 g/100 g时,得到其合成标准不确定度和扩展不确定度分别为0.16、0.32 g/100 g。结果表明,木薯总旋光度重复测定对不确定度贡献最大,总旋光度测定过程产生的不确定度也不容忽视,试样称量对总不确定度的贡献最小。实验结果可为采用该方法测定木薯中淀粉含量的质量控制提供理论依据。

关键词:旋光法;淀粉;测量不确定度评定;木薯

周秀梅, 雷宝良, 张凤枰, 等. 旋光法测定木薯中淀粉含量不确定度评定[J]. 食品科学, 2016, 37(12): 144-147.

ZHOU Xiumei, LEI Baoliang, ZHANG Fengping, et al. Uncertainty evaluation for the determination of starch content in Manihot esculenta by polarimetric method[J]. Food Science, 2016, 37(12): 144-147. (in Chinese with English abstract)

木薯(Manihot esculenta)亦称树薯,大戟科(Euphorbiaceae)植物,原产于美洲热带地区的亚马逊河流域,是世界七大作物之一,与马铃薯、红薯并列为世界三大薯类作物。木薯可供食用、饲用和工业开发利用,在中国主要用作饲料和提取淀粉[1-4]。木薯淀粉由直链淀粉和支链淀粉组成,其含量测定方法有旋光法[5-6]、双波长分光光度法[7-9]、酶法[10]等。测量不确定度是指根据所获信息表征赋予被测量值分散性的非负参数[11],通过对测量不确定度的评定,不仅能够给出测量结果的可信程度[12-14],而且还可以对测量结果的质量进行定量评定,使测量结果可以在国际和国内不同检测机构间进行量值比对和实验室间数据共享。目前,国内外有关淀粉含量测量不确定度评定较少[15-17],鲜见旋光法测定木薯中淀粉含量不确定度评定的报道。本实验按照ISO/IEC Guide 98-3:2008《测量不确定度表示指南》[11]、CNASGL05:2011《测量不确定度要求的实施指南》[18]及CNASGL06:2006《化学分析中不确定度的评估指南》[19],以旋光法测定木薯中淀粉含量为例,建立测定过程中各分量的测量模型,对测定过程中各分量不确定度来源进行分析[20-24],在对各分量进行量化的基础上,合成得到了木薯淀粉含量测定结果的合成标准不确定度和扩展不确定度,旨在为木薯淀粉含量测定的质量控制提供理论依据。

1 材料与方法

1.1 材料与仪器

木薯样品(鲜木薯提取淀粉后剩余的残渣制成的干品,可作为饲料原料使用) 通威股份有限公司技术中心。

WZZ-2B自动旋光仪 上海精科仪器有限公司;785全自动电位滴定仪 瑞士Metrohm公司;C21-RT2124电磁炉 广东美的公司。

1.2 方法[6]

1.2.1 旋光仪测定条件

旋光仪准确至0.01°,适合使用200 mm长旋光管。在波长589.3 nm处(钠D线)测定旋光度,测定之前要预热30 min以上。

1.2.2 样品耗酸量测定

称取约2.5 g(精确到1 mg)制备好的试样,定量转移到50 mL锥形瓶中,加入25 mL水,振摇至形成均匀的悬浊液。将电位滴定仪的电极置于悬浊液中,用酸式滴定管滴加0.31 mol/L盐酸至pH值为3.0±0.1,搅拌器搅拌,并静置2 min,检查试样所消耗盐酸是否平衡,如果在此过程中,pH值升高超过3.1,再用滴定管滴加0.31 mol/L盐酸,必要时可多次滴加盐酸,直到不需要更多的盐酸为止。根据所用0.31 mol/L盐酸体积计算出试样的耗酸量。

1.2.3 总旋光度测定

称取约2.5 g(精确到1 mg)制备好的试样(m1),定量转移到干燥的100 mL容量瓶中,加0.31 mol/L盐酸25 mL,振摇至形成均匀的悬浊液,再加入0.31 mol/L盐酸25 mL。加入适量浓度的盐酸,补偿试样的耗酸量,使容量瓶中内容物的体积变化不超过1 mL。将容量瓶浸入沸水浴中,前3 min用力振摇容量瓶,以避免结块并使悬浊液受热均匀,振摇时容量瓶不能离开水浴。煮(900±5) s,取出后立即加入不超过10 ℃的水30 mL,转动容量瓶,在流水中冷却至20 ℃左右。加入0.25 mol/L亚铁氰化钾溶液5 mL,振摇1 min,加入1 mol/L乙酸锌溶液5 mL,振摇1 min,用水稀释至刻度,混匀,过滤,弃去初始的数毫升滤液,用旋光仪测定滤液的旋光度(α1)。

1.2.4 乙醇溶解物的旋光度测定

称取5 g(精确至1 mg)制备好的试样(m2),定量转移到100 mL干燥的容量瓶中,加体积分数40%乙醇溶液40 mL,振摇至形成均匀的悬浊液,然后再加40 mL体积分数40%乙醇溶液,摇匀。加入适当浓度的盐酸以补偿试样的耗酸量,使瓶中内容物的体积变化不超过1 mL,加入盐酸的量通常是总旋光度测定中加入量的2 倍。用力振摇,在室温条件下静置1 h,在此期间至少每隔10 min振摇1 次。用乙醇稀释至刻度,混匀,过滤,弃去最初数毫升溶液。吸取50 mL滤液于100 mL容量瓶,加入7.73 mol/L盐酸2.0 mL,用力振摇,并将其浸入沸水浴中,(900±5) s后,从水浴中取出容量瓶,立即加入温度不超过10 ℃的水30 mL,放在流水中冷却至20 ℃左右。加入0.25 mol/L亚铁氰化钾溶液5 mL,振摇1 min,加入1 mol/L乙酸锌溶液5 mL,振摇1 min,用水稀释至刻度,混匀,过滤,弃去初始数毫升滤液,用旋光仪测定滤液的旋光度(α2)。

1.2.5 测量模型

式中:W为试样中淀粉含量/(g/kg);α1为总旋光度/(°);α2为乙醇溶解物的旋光度/(°);m1为测定总旋光度时试样的质量/g;m2为测定乙醇溶解物旋光度时试样的质量/g;为在波长589. 3 nm(钠D线)处测定纯淀粉比旋度,木薯淀粉一般是183.6 °。

2 结果与分析

2.1 总旋光度测定产生的标准不确定度

2.1.1 试样称量引入的相对标准不确定度urel(m1)(测量不确定度B类评定)

根据使用CP224S电子分析天平说明书和检定证书,天平的允许误差为0.5 mg,按均匀分布,,由样品称量产生的相对标准不确定度urel(m1)为:

2.1.2 旋光度测定引入的相对标准不确定度urel(α1)(测量不确定度B类评定)

旋光度测定引入的不确定度分量包括:100 mL定容引入的标准测量不确定度u(v1)、测量旋光仪总旋测定允许误差引起的标准测量不确定度u(α11)。

100 mL定容引入的相对不确定度urel(v1)(测量不确定度B类评定):100 mL A级容量瓶的允许误差±0.10 mL,按均匀分布,包含因子,计算得相对标准不确定度为:

旋光仪测定允许误差引起的相对标准测量不确定度urel(α1)(测量不确定度B类评定):自动旋光仪示值误差为0.007 °,包含因子,8 次总旋光度测定读数为4.811 °、4.767 °、4.806 °、4.760 °、4.768 °、4.816 °、 4.838 °、4.780 °,总旋光度读数平均值

旋光仪测定允许误差引起的相对标准测量不确定度为:

由于旋光度测定引入的相对标准不确定度为:

2.1.3 总旋光度重复测定引入的相对标准不确定度urel(XW1)(测量不确定度A类评定)

样品混合均匀程度、仪器设备的分辨率和稳定性、实验人员操作技能等是影响测定结果的重要因素,样品含量重复测定的相对标准不确定度综合体现了样品均匀性、质量测量、体积测量、仪器测量中重复性的随机影响[25]。按上述方法平行测定样品8 次,代入公式计算,如表1所示。

表1 总旋光度样品重复测定结果
Table 1 Measurement results of repeatability test for total optical rotation of Manihot esculenta residue

测定编号 1 2 3 4 5 6 7 8测定值/(g/100 g) 52.3 51.9 52.2 51.7 51.9 52.3 52.5 51.9

由总旋光度测定值计算的淀粉含量的算数平均值为,测量标准差为,总旋光度重复测定引入的相对标准测量不确定度为:

总旋光度测定产生的合成相对标准不确定度为:

总旋光度测定产生的合成标准不确定度为:u(W1)=urel(W1)×52.1=0.104 g/100 g。

2.2 乙醇溶解物旋光度测定引入的标准不确定度

2.2.1 试样称量引入的相对标准不确定度urel(m2)(测量不确定度B类评定)

根据CP224S电子分析天平说明书和检定证书,天平的允许误差为k=0.5 mg,按均匀分布,,由样品称量产生的相对标准不确定度urel(m2)为:

2.2.2 旋光度测定引入的相对标准测量不确定度urel(α2

100mL容量瓶的相对标准测量不确定度urel(v2)(测量不确定度B类评定):100 mL A级容量瓶的允许误差±0.10 mL,按均匀分布,包含因子,计算得相对标准不确定度为:

50mL移液管产生的相对标准测量不确定度urel(v3)(测量不确定度B类评定):50 mL A级移液管允许误差为±0.5 mL,即区间半宽度为0.05 mL,相对标准测量不确定度为:

旋光度测定允许误差引起的相对标准测量不确定度urel(α21)(测量不确定度B类评定):自动旋光仪示值误差为0.007 °,包含因子,测得的8 次乙醇溶解物旋光度的结果为0.207 °、0.197 °、0.130 °、0.140 °、0.185 °、0.182 °、0.170 °、0.180 °,乙醇溶解物旋光度读数平均值为:。相对标准测量不确定度为:

由于旋光度测定引入的相对标准不确定度为:

2.2.3 乙醇溶解物旋光度重复测定产生的相对标准不确定度urel(XW2)(测量不确定度A类评定)

样品混合均匀程度、仪器设备的分辨率和稳定性、实验人员操作技能等是影响测定结果的重要因素,样品含量重复测定的相对标准不确定度综合体现了样品均匀性、质量测量、体积测量、仪器测量中重复性的随机影响[25]。按上述方法平行测定样品8 次,代入公式计算,如表2所示。

表2 乙醇溶解物旋光度样品重复测定结果
Table 2 Measurement results of repeatability test for optical rotation of the alcohol-soluble fraction of Manihot esculenta residue

测定编号 1 2 3 4 5 6 7 8测定值/(g/100 g) 2.25 2.14 1.41 1.52 2.01 1.97 1.84 1.95

测量标准差:,由于试样测得的乙醇溶解物含量算数平均值为W2=1.89 g/100 g,则测量乙醇溶解物旋光度重复测定引起的相对标准不确定度:

乙醇溶解物旋光度测定引入的合成相对不确定度为:

乙醇溶解物旋光度测定引入的标准不确定度为:

2.3 不确定度的合成

合成标准不确定度为:

2.4 计算扩展不确定度

计算扩展不确定度,取置信概率p=95%,包含因子k=2,则u=k×uc(W)=2×0.6=0.32 g/100 g。

2.5 测量不确定度报告

图1 测量不确定度分量分布示意图
Fig. 1 Distribution diagram of all components of uncertainty

木薯中的淀粉含量测定结果为:X= (50.20±0.32) g/100 g,k=2。由图1可以看出,木薯乙醇溶解物旋光度测定和重复测定产生的相对标准不确定度贡献较大,但木薯乙醇溶解物旋光度测定绝对值非常小,对合成标准不确定度贡献不是很大;木薯总旋光度重复测定对不确定度贡献最大,总旋光度测定过程产生的不确定度也不容忽视;试样称量对总不确定度的贡献最小,说明使用分度值为0.000 1 g的天平,完全能够满足本实验的精度要求。

3 结 论

采用旋光法测定木薯中的淀粉含量的不确定度进行了评定,当木薯的淀粉含量为50.20 g/100 g时,得到其合成标准不确定度和扩展不确定度分别为0.16 g/100 g和0.32 g/100 g。通过本次评定可看出,实验人员完成检测时,应注意通过提高样品的均匀性、实验操作技能、仪器的分辨率等,降低相关不确定度分量;重复测定对不确定度贡献最大,在日常检测中应重视平行样的检测。

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Uncertainty Evaluation for the Determination of Starch Content in Manihot esculenta by Polarimetric Method

ZHOU Xiumei1, LEI Baoliang1, ZHANG Fengping1,2,*, LIU Yaomin1, FAN Xiuli1
(1. Key Laboratory of Aquatic, Livestock, Poultry Nutrition and Healthy Culturing, Ministry of Agriculture, Tongwei Co. Ltd., Chengdu 610041, China; 2. College of Food Science and Technology, Shanghai Ocean University, Shanghai 201306, China)

Abstract: In this paper, the measurement uncertainty for the determination of starch content in the dried residue left after starch extraction from Manihot esculenta by polarimetric method was evaluated. Each uncertainty component during the process of measurement was modeled. The main sources of uncertainty were identified and analyzed. The impact of every uncertainty component on the measurement uncertainty was estimated. Based on quantitative analysis of every uncertainty source, the relative standard uncertainty of the measurement results was obtained. The starch content in the Manihot esculenta residue was still as high as 50.20 g/100 g, with a combined standard uncertainty of 0.16 g/100 g and an expanded uncertainty of 0.32 g/100 g. T he evaluation indicated that repeated determinations of the total optical rotation of the Manihot esculenta residue made the most important contribution to the combined relative standard uncertainty. The influence of repeated determinations of the optical rotation of its alcohol-soluble fraction could not be neglected. The effect of sample weighing was minimal. This evaluation can provide a theoretical basis for the quality control of starch content determination in Manihot esculenta.

Key words: polarimetric method; starch; measurement uncertainty evaluation; Manihot esculenta

收稿日期:2015-09-28

基金项目:四川省科技支撑计划项目(2014NZ0003);四川省青年科技创新研究团队专项计划项目(2015TD0024)

作者简介:周秀梅(1988—),女,工程师,本科,研究方向为食品质量安全检测。E-mail:zhouxm@tongwei.com

*通信作者:张凤枰(1972—),男,高级工程师,博士,研究方向为水产品营养与安全。E-mail:fengpingzhang@163.com

DOI:10.7506/spkx1002-6630-201612025 10.7506/spkx1002-6630-201612025. http://www.spkx.net.cn 10.7506/spkx1002-6630-201612025. http://www.spkx.net.cn

中图分类号:TS207.3

文献标志码:A

文章编号:1002-6630(2016)12-0144-04引文格式: