Profilowanie konopi na podstawie sk³adu pierwiastkowego cz. II (walidacja metody)

Marzena Kuras Marek Wachowicz Profilowanie konopi na podstawie sk³adu pierwiastkowego cz. II (walidacja metody) Na ³amach poprzedniego numeru Problemów Kryminalistyki [1] zosta- ³y opisane metody oznaczania pierwiastków technik¹ ICP-OES ze szczególnym uwzglêdnieniem korekcji efektów matrycowych. We wczeœniejszych publikacjach omówiono podstawy metody oraz badania wstêpne [, 3, ]. W niniejszym opracowaniu zaœ autorzy przedstawi¹ zagadnienia zwi¹zane z walidacj¹ prezentowanej wczeœniej metody takie jak: dok³adnoœæ i precyzja metody, granica wykrywalnoœci, granica oznaczalnoœci, zakres prostoliniowy i roboczy krzywych kalibracyjnych, selektywnoœæ metody, szacowanie niepewnoœci metody. Dla przypomnienia nale y podaæ, e w badaniach wykorzystywany jest spektrometr ICP-OES Optima 3100XL firmy Perkin Elmer. Na podstawie przeprowadzonych dotychczas badañ dalsze prace prowadzone bêd¹ w warunkach odpornych (ang. robust) pracy spektrometru, których parametry zamieszczono w tabeli 1. Próbki ziela konopi przygotowywane s¹ do badañ na drodze mineralizacji na mokro z wykorzystaniem energii mikrofalowej w uk³adzie zamkniêtym za pomoc¹ systemu Multiwave firmy Anton Paar (Perkin Elmer) z u yciem mieszaniny kwasu azotowego i wody utlenionej. Walidacja metody Ka da nowo opracowana metoda analityczna powinna byæ poddana walidacji. Celem walidacji jest wyznaczenie i dokumentacja parametrów charakteryzuj¹cych dan¹ metodê Warunki operacyjne pracy spektrometru Spectrometer set-up parameters Parametr analityczn¹. Nale ¹ do nich: dok³adnoœæ, precyzja, selektywnoœæ, specyficznoœæ, zakres prostoliniowoœci krzywych kalibracji oraz zakres roboczy, granica wykrywalnoœci i oznaczalnoœci. Nale y podkreœliæ, e nie jest niezbêdne wyznaczanie wszystkich wymienionych parametrów. Na pocz¹tku konieczne jest zastanowienie siê, które parametry najlepiej opisuj¹ metodê. Oczywiste jest, e np. przy walidacji metody oznaczania wapnia w próbkach roœlinnych metod¹ ICP-OES nie jest potrzebne wyznaczanie granicy Warunki odporne Przep³yw gazu plazmowego [l/min] 15 Przep³yw gazu pomocniczego [l/min] 0,5 Przep³yw gazu przez rozpylacz [l/min] 0,5 Moc plazmy [W] 150 Wysokoœæ obserwacji plazmy [mm] 15 Przep³yw próbki [ml/min]* 1,5 Czas opóÿnienia [s] 60 Tabela 1 * W metodzie wzorca wewnêtrznego przep³yw próbki wynosi 0,65 ml/min, a czas opóÿnienia 90 s Metoda Jakościowa (identyfikacja, potwie rdzenie) Ilościowa - wysoki poziom stężeń Ilościowa - niski poziom stężeń - wymagane zawsze - nie ma potrzeby wyznaczać powtarzalność dokładność granica oznaczalności granica wykrywalności odtwarzalność wykrywalnoœci, gdy zawartoœæ tego pierwiastka w roœlinach wynosi kilka procent w przeliczeniu na masê próbki. Wa ne bêdzie wyznaczenie zakresu prostoliniowoœci krzywych kalibracji. Nale y zatem zaplanowaæ proces walidacji tak, by jak najmniejsza liczba wyznaczonych parametrów ca³kowicie charakteryzowa³a stworzon¹ specyficzność liniowość Ryc. 1. Elementy walidacji wymagane przy okreœlonych metodach analitycznych [5] Fig. 1. Elements of validation required in certain analytical methods [5] odporność PROBLEMY KRYMINALISTYKI 53/06 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. 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. 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 (%R c ): X exp *100 % Rc = X cert (1), X exp wartoœæ wyznaczona doœwiadczalnie, X cert wartoœæ certyfikowana. Wartoœæ %R c równa 100% œwiadczy o idealnej zgodnoœci wyniku doœwiadczalnego 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 Dok³adnoœæ metody przedstawiona na podstawie wyników analizy materia³ów certyfikowanych Method accuracy presented on the basis of results of certified material analysis Tabela Zawartoœæ pierwiastka Certyfikat INCT TL1 INCT MPH CTA VTL CTA OTL1 Wartoœæ otrzymana B [µg/g] 6* 9 Certyfikat Wartoœæ otrzymana Certyfikat Wartoœæ otrzymana Certyfikat Wartoœæ otrzymana Ba [µg/g] 3, ± 3,9,7 ± 1,5 3,5 ±,5 31,8 ± 0,8,7 ± 6,6 38,3 ± 1,6 8, ± 11,5 80,9 ± 0,8 Ca [%] 0,58 ± 0,05 0,578 ± 0,03 1,08 ± 0,07 1,08 ± 0,0 3,60 ± 0,15 3,58 ± 0,15 3,17 ± 0,1 3,5 ± 0,05 Cu [µg/g] 0, ± 1,5 1,1 ± 0,9 7,77 ± 0,53 7,70 ± 0,35 18, ± 0,9 17, ± 0,7 1,1 ± 0,5 13,8 ± 0, Fe [µg/g] 3* 8 ± 15 60* 59 ± 19 1083 ± 33 1075 ± 51 989* 100 ± Mg [%] 0, ± 0,017 0,0 ± 0,009 0,9 ± 0,018 0,96 ± 0,010 0,510 ± 0,03 0,519 ± 0,01 0,7 ± 0,01 0,39 ± 0,06 Mn [µg/g] 1570 ± 110 1559 ± 5 191 ± 1 195 ± 3 79,7 ±,6 78,1 ±,5 1 ± 1 398 ± 7 Sr [µg/g] 0,8 ± 1,7,0 ± 1, 37,6 ± 1,1 38, ± 1,1 110 ± 1 119 ± 5 01 ± 0 18 ± Zn [µg/g] 3,7 ±,7 3, ± 1, 33,5 ±,1 3,7 ± 1, 3,3 ±,1,1 ± 1,9 9,9 ±, 7,8 ± 0,8 * Wartoœæ informacyjna 16 PROBLEMY KRYMINALISTYKI 53/06

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 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 0,58% do 3,60%, a w przypadku strontu od 0,8 mg/g do 01 mg/g, zatem opracowana metoda jest dok³adna w szerokim zakresie stê eñ dla ka dego oznaczanego pierwiastka. Precyzja Na precyzjê metody sk³adaj¹ siê dwa elementy: powtarzalnoœæ i odtwarzalnoœæ wyników pomiarów. Powtarzalnoœæ S R 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 operacyjnych, to samo laboratorium oraz powtarzanie badañ w krótkim odstêpie czasu. Odtwarzalnoœæ S r 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 () lub wzglêdne procentowe odchylenie standardowe (%R), nazywane coraz czêœciej wspó³czynnikiem zmiennoœci (ang. coefficient of variation) o skrócie CV. Wzory pozwalaj¹ce wyznaczyæ i CV wygl¹daj¹ nastêpuj¹co: ( x x ) = i n 1 CV = * x 100 () (3), x i wynik analityczny, x œrednia z wyników analitycznych, n liczba wyników analitycznych. 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 VTL (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 VTL przygotowanego w powtarzalnych warunkach. Wyniki przedstawiono w tabeli. Tabela 3 Powtarzalnoœæ analizy wykonywanej metod¹ ICP-OES Repeatability of analysis performed by ICP-OES Średnia zawartość CV B [µg/g] 0, 0,7 Ba [µg/g] 38,3 0,1 0, Ca [%] 3,58 0,03 0,9 Cu [µg/g] 17, 0,1 0,5 Fe [µg/g] 1075 3 0,3 Mg [%] 0,517 0,01 1,1 Mn [µg/g] 78,1 0, 0,3 Sr [µg/g] 119 5 3,8 Zn [µg/g],1 0,1 0,3 Tabela Powtarzalnoœæ wyra ona jako CV wyznaczona na podstawie analizy materia³u certyfikowanego CTA VTL Repeatability expressed as CV determined as the result of analysis of CTA VTL certified material Średnia zawartość B [µg/g] 3 1,3 Ba [µg/g] 38,8 1,6, Ca [%] 3,60 0,15,3 Cu [µg/g] 17,3 0,7 3,8 Fe [µg/g] 1100 51,6 Mg [%] 0,51 0,01,6 Mn [µg/g] 78,6,5 3,1 Sr [µg/g] 11 5,3 Zn [µg/g],5 1,9,5 CV PROBLEMY KRYMINALISTYKI 53/06 17

Wszystkie wartoœci CV mieszcz¹ siê w granicach,6,6%. 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 konopi wstêpnie rozdrobnione. W celu wykonania analiz porównawczych niezbêdne jest opracowanie procedury poboru próbki, która umo liwia- ³aby 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, poprzez 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, i 5,9%. Dla pozosta- ³ych pierwiastków nie przekroczy³ on 5%. Bardzo istotn¹ sk³adow¹ powtarzalnoœci metody jest powtarzalnoœæ procesu kalibracji. By j¹ wyznaczyæ, przygotowano trzy niezale ne krzywe W celu wyznaczenia odtwarzalnoœci wyra onej za pomoc¹ CV analizie poddano równie 8 próbek materia³u certyfikowanego CTA VTL. 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 5 CV wyznaczone na podstawie wyników analizy próbki konopi CV determined basing on results of hemp sample analysis Średnia zawartość CV B [µg/g] 77 3 3, Ba [µg/g] 7,3 1,7 6, Ca [%] 3,9 0,1 3,5 Cu [µg/g] 1, 0, 1,0 Fe [µg/g] 900 3,8 Mg [%] 0,58 0,01,1 Mn [µg/g] 18 8 5,9 Sr [µg/g] 87,3 Zn [µg/g] 70,8, 3,1 Tabela 6 Powtarzalnoœæ procesu kalibracji metody wyra ona jako CV Repeatability of process of method calibration expressed as CV Średnie nachylenie CV B 77000 000,6 Ba 15000 1000 0,7 Ca 95000 000,1 Cu 153000 000 1,3 Ca 97800 900 0,9 Fe 181000 6000 3,3 Mg 38000 5000 1,3 Mn 599000 1000 0, Sr 870 10 0, Zn 131000 000 3,1 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. wskazuj¹, e kalibracja to proces charakteryzuj¹cy siê du ¹ powtarzalnoœci¹. Dla wiêkszoœci pierwiastków wartoœci wspó³czynnika zmiennoœci nie przekracza³y %. 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 Średnia zawartość CV B [µg/g] 0,5 1, 5,6 Ba [µg/g] 31,8 0,8,5 Ca [%] 1,08 0,0 3,7 Cu [µg/g] 7,70 0,35,5 Fe [µg/g] 59 19, Mg [%] 0,96 0,010 3,3 Mn [µg/g] 195 3 1,3 Sr [µg/g] 38, 1,1,8 Zn [µg/g] 3,7 1,, 18 PROBLEMY KRYMINALISTYKI 53/06

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. b odchylenie standardowe œlepej próby. W drugim przypadku wyra enie to przyjmuje postaæ: kc 0Rb GW = Ra b k sta³a, (5), Tabela 8 Odtwarzalnoœæ wyznaczona na podstawie analizy próbki konopi Reproducibility determined basing on analysis of hemp sample Średnia zawartość CV B [µg/g] 6 1 5,7 Ba [µg/g] 3,1 1,3 3,0 Ca [%] 1,5 0,05 3,9 Cu [µg/g] 10,1 0,,3 Fe [µg/g] 51 3,5 Mg [%] 0,73 0,011,0 Mn [µg/g] 05,0 Sr [µg/g] 58,1,0 3,5 Zn [µg/g] 50,8,,8 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 Średnie stężenie GW GO B 0,05 0,0 0,10 0,1 Ba 0,01 0,00 0,0 0,03 Ca 0,8 0, 1,7,99 Cu 0,01 0,00 0,03 0,06 Fe 0,06 0,0 0,17 0, Mg 0,0 0,01 0,0 0,07 Mn 0,00 0,001 0,006 0,015 Sr 0,37 0,0 0,9 0,76 Zn 0,0 0,01 0,03 0,07 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 [1]: kc 0b GW = y a (), k sta³a, c 0 stê enie odpowiadaj¹ce sygna³owi analitu y a, c 0 stê enie odpowiadaj¹ce sygna³owi analitu y a, R b wzglêdne odchylenie standardowe œlepej próby, R a-b stosunek sygna³ów t³a i analitu o stê eniu c 0. W kolejnej metodzie do wyznaczania granicy wykrywalnoœci stosowany jest nastêpuj¹cy wzór: GW = X blank + k b (6), k sta³a, X blank wartoœæ œlepej próby, b odchylenie standardowe œlepej próby. Nale y zaznaczyæ, e dla granicy wykrywalnoœci wartoœæ sta³ej k wynosi 3. 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 wyodrêbniony 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 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 6. Uzyskane wyniki przedstawiono w tabeli 9. Kolejn¹ metod¹ wyznaczania GW i GO jest metoda wizualna. Jak PROBLEMY KRYMINALISTYKI 53/06 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 powinny 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; 0,0; 0,05; 0,1; 0,; 0,5; 1 i mg/l. Matryc¹ wszystkich wzorców jest 0-procentowy kwas azotowy. Widma pierwiastków o wzrastaj¹cym stê eniu zamieszczono na rycinach 10. Nale y zaznaczyæ, e zamieszczono widma tylko dla tych stê eñ pierwiastków, które s¹ niezbêdne do wyodrêbnienia granicy wykrywalnoœci i oznaczalnoœci. B Ba 7000 000 1000 38000 35000 3000 9000 6000 9.65 9.66 9.67 9.68 9.69 9.7 9.71 0, 0, mg/l 0,5 mg/l 18000 17000 16000 15000 1000 13000 1000 11000 10000 33.505 33.515 33.55 33.535 33.55 0, Ryc.. Widma uzyskane dla boru o ró nych stê eniach Fig.. Spectra of boron in various concentrations Ryc. 3. Widma uzyskane dla baru o ró nych stê eniach Fig. 3. Spectra of barium in various concentrations Ca Cu 63000 61000 59000 57000 55000 53000 51000 9000 0, 0, mg/l 135000 130000 15000 10000 115000 110000 105000 100000 0, 0, mg/l 0,5 mg/l 315.86 315.87 315.88 315.89 315.9 315.91 315.9 37.36 37.38 37. 37. Ryc.. Widma uzyskane dla wapnia o ró nych stê eniach Fig.. Spectra of calcium in various concentrations Ryc. 5. Widma uzyskane dla miedzi o ró nych stê eniach Fig. 5. Spectra of copper in various concentrations Fe Mg 30000 76000 8000 71000 6000 000 000 0, 66000 61000 56000 0, 0000 51000 18000 38.18 38.19 38. 38.1 38. 38.3 6000 85.17 85.19 85.1 85.3 85.5 Ryc. 6. Widma uzyskane dla elaza o ró nych stê eniach Fig. 6. Spectra of iron in various concentrations Ryc. 7. Widma uzyskane dla magnezu o ró nych stê eniach Fig. 7. Spectra of magnesium in various concentrations 0 PROBLEMY KRYMINALISTYKI 53/06

Mn Sr 500 3500 500 1500 0500 19500 18500 17500 16500 57.57 57.59 57.61 57.63 57.65 0, 1500 0500 19500 18500 17500 16500 3.1 3. 3.3 3. 3.5 3.6 0, 0, mg/l 0,5 mg/l 1 mg/l mg/l 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 10500 10000 9500 9000 8500 8000 7500 7000 6500 Zn 6000 06.176 06.186 06.196 06.06 06.16 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. 0, 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 GW GO B 0, 0,5 Ba 0,05 0,1 Ca 0,05 0, Cu 0, 0,5 Fe 0,05 0,1 Mg 0,05 0,1 Mn 0,01 0,0 Sr 1 Zn 0,0 0,05 Zakres prostoliniowy i roboczy krzywych kalibracyjnych 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 sygna- ³em mo na opisaæ za pomoc¹ wspó³czynnika korelacji r. r = n i i = 1 n ( x x)( y y) n ( x x) ( y y) i i = 1 i = 1 i (7), x i, y i 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. i 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 PROBLEMY KRYMINALISTYKI 53/06 1

nachylenie krzywej kalibracji zamieszczono wczeœniej w tabeli 6. Tabela 11 Zakres roboczy krzywych kalibracji Working range of calibration curves Zakres roboczy B 0 10 Ba 0 10 Ca 0 500 Cu 0 10 Fe 0 100 Ryc. 11. Zakres prostoliniowy i roboczy metody analitycznej Fig. 11. Linear and working range of analytical method Mg 0 00 Mn 0 50 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 10 i 17. 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, 00, 00, 600, 700, 800, 900, 100, dla magnezu 0, 50, 100, 150, 175 i 0. Uzyskane wyniki zamieszczono na rycinach 1 i 13. Powy ej stê enia 0 nastêpuje prze³adowanie linii Mg 85,13. 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 70. Wspó³czynnik korelacji wynosi 0,9998. Powy ej 70 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 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 Mg 85.13 Ca 315.877 intensywność [cps] 80000000 70000000 60000000 50000000 0000000 30000000 0000000 10000000 0 R = 0.9995 0 100 00 300 intensywność [cps] 80000000 70000000 60000000 50000000 0000000 30000000 0000000 10000000 0 R = 0.9998 0 100 00 300 00 500 600 700 800 stężenie Mg stężenie Ca Ryc. 1. Zakres prostoliniowy krzywej kalibracji wyznaczonej dla magnezu Fig. 1. Rectilinear range of calibration curve for magnesium Ryc. 13. Zakres prostoliniowy krzywej kalibracji wyznaczonej dla wapnia Fig. 13. Rectilinear range of calibration curve for calcium PROBLEMY KRYMINALISTYKI 53/06

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 1. 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 pomoc¹ którego wykonywano analizy, wyposa ony jest w detektor w zakresie UV. W tym zakresie stront emituje tylko jedn¹ falê o stosunkowo ma³ej czu³oœci. Interferencja spektralna mog³aby uniemo liwiæ dok³adne oznaczanie tego pierwiastka w próbkach konopi. Jedynym pierwiastkiem, który móg³by zak³ócaæ sygna³ Sr, jest elazo. Linia Fe 3,33 jest bardzo s³aba, lecz ze wzglêdu na idealne na- ³o enie z lini¹ Sr postanowiono sprawdziæ jej wp³yw. Dodatkowym czynnikiem przemawiaj¹cym za sprawdzeniem wystêpowania tej interferencji jest fakt, e stront w próbkach konopi wystêpuje na poziomie stê eñ kilkakrotnie ni - szym od elaza. Zatem elazo mo- e mieæ faktyczny wp³yw na wyniki oznaczeñ. W celu sprawdzenia, czy tak jest w istocie, intensywność [cps] 500 000 19500 17000 1500 1000 Sr przygotowano seriê czterech roztworów wzorcowych oraz œlep¹ próbê. W ka dym roztworze stê enie strontu by³o sta³e i wynosi³o,5 mg/l. Stê enie elaza wynosi³o odpowiednio 0, 10, 0 i 5. Nale y zaznaczyæ, e stê enia strontu i elaza dobrano tak, by odzwierciedla³y poziom wystêpuj¹cy w próbkach konopi. Wyniki analizy przedstawiono na rycinach 1, 15 oraz w tabeli 13. 3. 3.3 3. 3.5 3.6 Sr + Fe Sr.5 mg/l + Fe 1 Sr.5 mg/l + Fe 5 długość fali [nm] Sr.5 mg/l Sr.5 mg/l + Fe Ryc. 1. Widma uzyskane dla strontu w matrycy elaza o ró nym stê eniu Fig. 1. Spectra of strontium in ferrous matrix in various concentrations Długość fali [nm] Potencjalny interferent/długość fali [nm] B 9,677 Tc 9,677; Sn 9,677; Hg 9,678; Cr 9,681 Ba 33,57 Nb 33,531; V 33,533 Be 3,861 Mo 3,858; Ta 3,859; Zr 3,859 Be 313,107 Th 313,107; Zr 313,111 Ca 315,887 Ce 315,888 Cu 37,393 Potencjalne interferenty [13] Possible interferents Fe 38,0 V 38,03; Hg 38,06 Nb 37,389; U 37,390; Th 37,39; Ce 37,393; Co 37,393; Ta 37,396; Mo 37,396; Ce 37,396; Sb 37,397 Mg 85,13 U 85,09; W 85,10; Ce 85,1; Mo 85,13; Mn 57,610 Ru 57,609; Co 57,610; Zr 57,610 Sr 3,35 Fe 3,33 Zn 06,00 Nb 06,97; In 06,00; V 06,00 Y 371,09 Ce 371,05; W 371,09; U 371,031 Tabela 1 Analiza widm zamieszczonych na rycinie 1 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 1, 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 1 powodu- PROBLEMY KRYMINALISTYKI 53/06 3

intensywność [cps] 500 1000 19500 18000 16500 15000 13500 Sr 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 Stężenie Sr Stężenie Fe Intensywność dla Sr [cps] Intensywność względna dla Sr [%] 1000 3. 3.3 3. 3.5 3.6 długość fali [nm] Sr + Fe Sr.5 mg/l Sr.5 mg/l + Fe 1 Sr.5 mg/l + Fe Sr.5 mg/l + Fe 5,5 0 10537 100,5 10 11330 108,5 0 1037 11,5 50 1805 1 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 5 a o % w stosunku do sygna³u uzyskanego bez dodatku interferenta. Wyniki uzyskane dla 105 próbek konopi wskazuj¹, e oznaczane stê- enie elaza nie przekracza. Nale y zaznaczyæ, e dla 7% próbek oznaczone stê enie tego pierwiastka nie przekracza³o 1, a tylko w 5% próbek wynios³o wiêcej ni. Te informacje wskazuj¹, e efekt interferencyjny dla strontu jest istotny dla 8% 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, 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, niepewnoœæ wyznaczenia intensywnoœci sygna³u dla pierwiastków w próbce konopi, niepewnoœæ wyznaczenia intensywnoœci sygna³u dla pierwiastków 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 próbkê 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 Sd U= 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), 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: PROBLEMY KRYMINALISTYKI 53/06

( )( ) ( )( ) ( )( ) ( )( ) T¹ zale noœæ nale y wstawiæ w miejsce x 1, x, x 3 do modelu matematycznego (wzór 13). Poniewa to x1 x y1 y + x x y y + x3 x y3 y + x x y y a = jeszcze bardzie komplikuje model matematyczny, zrezygnowano z wsta- ( x ) ( ) ( ) ( ) 1 x + x x + x3 x + x x (9) wiania tego wzoru w tym miejscu pracy. Pe³ny model matematyczny jest rozcieñczanie z odpowiedniego uwzglêdniony w skoroszycie Microsoft x i wartoœæ stê enia wzorca, y i wartoœæ sygna³u analitycznego. wzorca wyjœciowego. Stê enie wzor- Excel, który by³ wykorzystywany w obliczeniach. b = y ( x1 x)( y1 y) + ( x x)( y y) + ( x3 x)( y3 y) + ( x x)( y y) x1 + x + ( x x) + ( x x) + ( x x) + ( x x) 1 + y + y3 + y x3 + x 1 3 (10) Stê enie nieznanej próbki w mg/l obliczane jest z zale noœci 11. x o = ( y y ) ox a osp b (11), x 0 wartoœæ stê enia, y 0x wartoœæ œrednia sygna³u analitycznego dla nieznanej próbki, y 0sp wartoœæ œrednia sygna³u analitycznego dla œlepej próby. Stê enie analitu wyra one w mg/l przekszta³cane jest na mg/kg wed³ug wzoru (1) z uwzglêdnieniem masy próbki oraz objêtoœci kolby, w której j¹ przygotowano: ca do kalibracji mo na wyraziæ wzorem 1. x i Cwz Vi = Vk (1), C wz stê enie wzorca wyjœciowego, V i objêtoœæ odpipetowanego wzorca [ml], V k objêtoœæ kolby, w której przygotowywano wzorzec [ml]. W tabeli 1 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 100. 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 10. C x = 0 V m p (1), Tabela 1 Wzglêdny udzia³ poszczególnych elementów metody w niepewnoœci z³o onej Relative contribution of individual method components in complex uncertainty C wartoœæ stê enia [mg/kg], x 0 wartoœæ stê enia, V p objêtoœæ kolby, w której przygotowano próbkê [ml], m masa próbki [g]. Po po³¹czeniu tych wzorów 8 1 otrzymujemy model matematyczny opisany wzorem 13. Jednak nale y dodatkowo uwzglêdniæ fakt, e wzorce kalibracyjne zosta³y przygotowane przez Element metody B Ba Ca Cu Fe Mg Mn Sr Zn Intensywność próbki [cps] 6, 3,7 16,3 1,57 0, 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, <0,1 Intensywność wzorca [cps] 0,9 0, <0,1, <0,1 0,5 0,11 <0,1 0,1 Intensywność wzorca 3 [cps] 5,6,5 0,7 10, 3,6 1,6,13 6,9 7,1 Intensywność wzorca [cps] 0,03 0,5 7,,3,0 6, 5,3 1, 0,7 Objętość próbki [ml] 0,3 0,3 1,3 0,0,6 1,0 1,50 0, 0,3 Masa próbki [g] <0,1 <0,1 0, <0,1 0, 0,1 0,1 <0,1 <0,1 Stężenie wzorca głównego 55,0 58,3 0, 39,9 0, 0, 0, 9,1 61,0 Objętość wzorca 1 [ml] <0,1 <0,1 <0,1 <0,1 <0,1 <0,1 <0,1 <0,1 <0,1 Objętość wzorca [ml] 3,6 3,5 <0,1 9,7 15, <0,1 0,1 1,7 3,7 Objętość wzorca 3 [ml] 7,3 7,5,3 16,6 37,8 11,0 8,1,1 8,0 Objętość wzorca [ml] 0,7 1,0 70, 3,6 33, 59,5 59,1,7 1,0 Objętość roztworu wzorca [ml] 0,3 0,3 1,3 0,,6 1,0 1,5 0, 0,3 + y ( x1 x)( y1 y) + ( x x)( y y) + ( x3 x)( y3 y) + ( x x)( y y) ( x1 x) + ( x x) + ( x3 x) + ( x x) ( x1 x)( y1 y) + ( x x)( y y) + ( x3 x)( y3 y) + ( x x)( y y) ( x x) + ( x x) + ( x x) + ( x x) y1 + y + y3 x1 + x + x3 + x Vp ( yox y0sp) mg C = kg m 1 3 (13) PROBLEMY KRYMINALISTYKI 53/06 5

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. 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 metody uzyskano dla pierwiastków, które oznaczano na poziomie œladowym, tj. B, Ba, Cu, Sr i Zn, i mieœci³a siê ona w zakresie 10, 1,9%. Dla pierwiastków, których stê enia pierwiastków w próbkach konopi s¹ znacznie wy sze, niepewnoœæ rozszerzona wynosi od 5,1% dla wapnia do 5,8% dla manganu. Podsumowanie Tabela 15 Wartoœci niepewnoœci standardowej (U) i rozszerzonej (Ur) metody oznaczania pierwiastków technik¹ ICP OES Values of standard (U) and extended (Ur) uncertainty for element determination method by ICP OES Stężenie [mg/kg] U [%] 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 Ur [%] B 9,6 5,5 11,0 Ba 31, 5,3 10,6 Ca 118,5 5,1 Cu 7,7 6, 1,9 Fe 3,8 5,6 Mg 95,8 5,6 Mn 18,9 5,8 Sr 39,1 5,8 11,6 Zn 31, 5, 10, analizy próbek konopi w³óknistych pobranych z plantacji usytuowanych w ró - nych rejonach Polski, a tak e próbek konopi narkotycznych, które by³y jednoczeœnie przedmiotem badañ w ekspertyzach opracowywanych w CLK KGP. Otrzymane wyniki zosta³y poddane zaawansowanej analizie statystycznej w celu oceny mo liwoœci grupowania próbek konopi. Opracowana metoda jest równie wykorzystywana w bie ¹cej pracy Wydzia³u Chemii CLK KGP przy bezpoœrednim porównywaniu konopi dowodowych (u ytkownik) i porównawczych (hurtownik) pod k¹tem ich wspólnego pochodzenia. Wyniki z tych etapów pracy autorzy przedstawi¹ w nastêpnym numerze Problemów Kryminalistyki. BIBLIOGRAFIA 1. M. Kuras, M. Wachowicz: Profilowanie konopi na podstawie sk³adu pierwiastkowego cz. I (efekty matrycowe), Problemy Kryminalistyki 006, nr 5, s. 1 30.. M. Kuras, praca magisterska Analiza elementarna wybranych narkotyków oraz pó³produktu i produktu syntezy siarczanu -etoksyamfetaminy, Wydzia³ Chemii UW, Warszawa 00. 3. M. Wachowicz, M. Kuras: Wstêp do profilowania konopi na podstawie sk³adu pierwiastkowego, Problemy Kryminalistyki 003, nr 0, s. 10 19.. M. Wachowicz, M. Kuras: Mineralizacja mikrofalowa jako jedna z technik przygotowania próbek do badañ porównawczych, Problemy Kryminalistyki 00, nr 38, s. 8. 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. 58 593. 6. Eurachem/CITAC Guide: Quantifying uncertainty in analytical measurement, Second edition, 000. 7. B.N. Taylor, C.E. Kuyatt: Guidelines for evaluating and expressing the uncertainty of NIST measurement results, NIST Technical Note 197, 199 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. 7, nr 5 (00), s. 835 855. 9. Eurachem/CITAC Guide: Traceability in chemical measurement, a guide to achieving comparable results in chemical measurement, 003. 10. Analytical Methods Committee: Uncertainty of measurement: implications of its use in analytical science, Analyst 1995, vol. 10, s. 303 308. 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. 1. W. Hyk, Z. Stojek: Analiza statystyczna w laboratorium analitycznym, Komitet Chemii Analitycznej PAN, Warszawa 000. 13. ICP WinLab Bonus Pack, Perkin Elmer. 6 PROBLEMY KRYMINALISTYKI 53/06