日常检测或校准工作都存在测量不确定度的问题。根据ISO/IEC 17025《测试和校准实验室能力的通用要求》和GB/T15481 的规定，检测实验室应建立并实施测量不确定度评估程序，能够对检测项目的不确定度做出正确评估，满足客户和监测任务的要求。测量不确定度在实验室数据比对、方法确认、标准设备校准、量值溯源以及实验室质量控制与管理等方面具有重要的意义。

　　采用加速溶剂萃取-固相萃取净化-气相色谱法测定土壤样品中六六六和滴滴涕的残留量，并依据JJF1059 和CNAS- GL06 规范，评价了测量过程中的不确定度。

　　测量方法和过程

　　测量方法

　　土壤中残留的六六六和滴滴涕经加速溶剂萃取后，提取液加入无水硫酸钠干燥后，氮气吹扫浓缩。使用弗罗里硅土柱对提取液进行净化以去除干扰，净化液经浓缩后定容，用带电子捕获检测器的气相色谱仪测量，外标法定量。

　　测量过程

　　取20.0 g土壤样品与基质分散剂和适量铜粉混合均匀后放入到萃取池中，以丙酮和正己烷混合溶液(体积比为1︰1)为溶剂进行萃取。，先用5 mL 丙酮/正己烷混合液(体积比为5︰95)活化小柱，然后上样，加入5 mL 丙酮/正己烷混合液(体积比为5︰95)洗脱，收集洗脱液。在氮吹仪上用高纯氮气吹至近干，用正己烷定容至2.0 mL，上气相色谱仪测定。

　　本测试采用(50.01±1.0 )mg/L 有机氯农药混合标准溶液配制标准工作溶液系列，浓度依次为25.0、50.0、100、250 和500μg/L。用小二乘法拟合浓度-峰面积曲线进行校准。本方法检出限为1.2 μg/kg。

　　数学模型

　　土壤中六六六、滴滴涕的质量分数计算公式：

　　式中：w 为样品中农药的质量分数，μg/kg;C 为定容液中农药的浓度，μg/L;m 为样品质量，g;V 为定容体积，mL;frec 为回收率校正因子。

　　不确定度分量的主要来源

　　1.重复测定带来的不确定度

　　包括样品的均匀性和代表性、天平的重复性、体积刻度充满的重复性、进样的重复性等因素引入的不确定度。

　　2.校准过程引入的不确定度

　　包括标准储备液稀释成标准溶液时所引入的不确定度以及用小二乘法拟合标准曲线校准计算出定容液中农药浓度所引入的不确定度。其中，前者又由标准储备液浓度的不确定度、稀释操作的不确定度组成。

　　3.定容体积的不确定度

　　由体积校准不确定度、校准和使用温度不同导致的不确定度组成。

　　4.样品质量的不确定度

　　由天平的线性不确定度构成。

　　5.前处理过程引入的不确定度

　　被测样品的前处理十分复杂，需经过萃取、干燥、净化、浓缩等步骤，每步操作都会引入不确定度，要依次确定每一操作对测量结果不确定度的贡献是相当困难的，可采用方法确认中的有关数据，如回收率等，对制样和前处理过程引入的不确定度进行评估。

　　不确定度分量的量化

　　1.重复测定带来的不确定度

　　以某土壤样品为例，已知6 次测量的平均值w，标准偏差S，则重复测定带来的不确定度u (rep)=，具体计算结果见表1。

　　2.校准过程引入的不确定度

　　(1)由标准贮备液配制标准溶液所产生的不确定度

使用微量进样针直接将有机氯农药混合标准溶液稀释成标准溶液系列。使用线性小二乘法拟合曲线程序的前提是假定横坐标的量的不确定度远小于纵坐标的量的不确定度，因此通常C0 不确定度的计算仅与峰面积不确定度有关，而与校准溶液浓度的不确定度无关。本例该分量将被忽略，仅剩标准贮备液纯度需要考虑。根据证书值(50.0±1.0)mg/L，视为矩形分布，则标准不确定度=0.58mg/L，相对标准不确定度。

　　(2)用小二乘法拟合标准曲线计算浓度C 时的不确定度对定容溶液进行测定，结果根据小二乘法回归方程A=a+bC 求得定溶液中各农药的平均质量浓度C，该过程的相对标准不确定度为：

　　式中：Cs为标准溶液的平均浓度;Sxx 为标准溶液浓度残差的平方和;n 为标准溶液的测定次数，5;p 为试样的测定次数，6。

　　(3)合成校准过程引入的不确定度

　　具体计算结果见表2。

　　3.定容体积的不确定度

　　样品经萃取、净化后在5.0 mL 刻度试管里定容至2.0 mL，不确定度包括2 个部分。

(1)刻度试管的允差根据《JJG12-1987 刻度离心管、刻度试管、血糖管、消化管检定规程》规定，5.0 mL 刻度试管的允差为±0.1 mL，取矩形分布，则：标准不确定度u(V1)=。

　　(2)温度变化引起的误差

　　温差为±4 度，正己烷的热膨胀系数为1.36×10-3/℃，取矩形分布，其标准不确定度为：

　　(3)合成定容体积带来的不确定度

　　4.称量引入的不确定度

天平计量证书标明其误差为±0.5 mg。天平制造商自身的不确定度评价建议采用矩形分布将线性分量转化为标准不确定度，所以标准不确定度u(m) =。称取的质量为 20.0 g，故相对标准不确定度。

　　5.前处理过程对样品回收率的影响

样品前处理过程带来的不确定度采用6 次样品加标回收率的相关数据进行计算。标准不确定度采用平均值的标准偏差，同时，必须对平均回收率进行显著性检验，以确定回收率校正因子f(rec)是否在计算公式中采用。显著性检验采用t 检验，。

　　当检验值t 大于或等于临界值t(95,5)=2.571 时，说明(rec)与100%有显著性差异，则校正因子f(rec)必须在公式中采用以对结果进行修正;当检验值小于临界值时，说明两者之间无显著性差异，不必采用f(rec)修正结果。

　　由表3可以看出，8 个化合物中有6 个化合物的加标回收率与1.0 存在显著性差异，为了保证分析结果的准确性，应当在公式计算中采用回收率校正因子f(rec)修正结果。

　　合成不确定度及扩展不确定度

　　由上述各项不确定度分量计算相对合成不确定度，进而得到扩展不确定度：

在没有特殊要求的情况下，一般取扩展因子k=2，则扩展不确定度(以%计)：。计算结果见表4。

　　结果与讨论

　　本文参考JJF1059 和CNAS-GL06 的规范，对土壤中六六六和滴滴涕残留量测量的不确定度进行了计算和评价。

　　1.按农药种类和浓度分析

　　8 个化合物的残留水平差异较大，浓度范围为0.6μg/kg～125μg/kg，各自的扩展不确定度(以%计)见表4。

　　分析以上数据，可以看出：有机氯农药的扩展不确定度与农药种类基本无关，而与化合物浓度存在密切关系。当农药检测浓度过低，尤其是在方法检出限至定量下限之间时(以校准曲线低点对应浓度2.5μg/kg 作为定量下限)，扩展不确定度相当大，超过50%;另一方面，在2.5μg/kg～125μg/kg 较宽的浓度范围内，扩展不确定度变化很小。

应用格拉布斯(Grubbs)准则分别对上述两组扩展不确定度数值进行检验：当偏差，则xp 将作为异常值被剔除。其中，n-实验数据个数(n=15);a-显著性水平(0.05)。通过计算可知，2 组数据均符合该准则，认为都是符合正态分布的正常值。

　　当有机氯农药浓度低于定量下*，扩展不确定度均值为0.84，说明土壤中有机氯农药检测浓度不宜过低，特别是在检出限附近的结果存在较大的风险。另一方面，当有机氯农药浓度高于定量下*，在较宽浓度范围内扩展不确定度无显著性差异，因此可用均值0.10 来代表不同有机氯农药在不同浓度水平下的一般水平。该结果表明本实验的测试方法、人员操作和仪器等均处在稳定状态，只要测量过程本身或所使用的设备不发生变化，该平均值可适用于以后本实验使用该方法所得结果中。

　　2.按不确定度来源分析

　　首先，在5 种不确定度来源中，质量称量因素的影响相对较小，认为可以忽略。其次，校准过程引入的不确定度，随着被分析化合物浓度的降低，其相对比例越来越高。在较低的检测浓度下，校准过程带来的不确定度是整个不确定度的主要来源。

　　结论

　　采用加速溶剂萃取-固相萃取净化-气相色谱法测定土壤样品中六六六和滴滴涕的残留量，并依据JJF1059 和CNAS- GL06 规范，评价了测量过程中的不确定度。结果表明，8 种有机氯农药在高于定量下限的较宽浓度范围内的扩展不确定度无显著性差异，可用平均值0.10 代表该测试方法的一般水平。另外，从不确定度来源分析，可以看出体积因素对总不确定度的贡献较小，可以忽略;而校准过程引入的不确定度所占比重随着被测物浓度的降低明显提高。