Z-5000火焰原子吸收不确定度

Z-5000火焰原子吸收不确定度 中国3000万经理人首选培训网站 Z-5000火焰原子吸收仪测定矿石中铜含量的不确定度评定 一、简述 ).依据的标准:多金属矿分析规程—火焰原子吸收分光光度法测定铜量DZG 93-01 (1 (2).设备:日立Z-5000火焰原子吸收仪 (3).方法简述 试样以酸分解后，用水稀释至一定体积，引入火焰原子吸收中。于324.8nm处，测定铜的吸光值.根据标准工作曲线计算相应的铜元素含量. (4).建立数学模型 Y=C (2-1) 式中 Y(输出量)——样品中铜的测定结果，% C(输入量)——样品中铜的含量读出值，% 二(使用的标准物质、计量器具、主要仪器设备 1(精密天平:分辨力:0.0001g. 最大允差:0.0002g 2(容量瓶为A级1000ml.最大允许差为?0.40ml: 3(移液管为A级10ml，最大允许差为0.02ml. A级5ml, 最大允许差为0.015ml. ,, A级2 ml，最大允许差为0.010ml. , 4. 日立Z-5000火焰原子吸收仪 三(输入量的不确定度分量评定 1)B类评定:相对不确定度的分量u(W) re11 ?天平称量引入的相对不确定度 u(,) ,re1 A. 天平的分辨力δ引入的相对不确定度 u(,)称量过程中由系统效应引入的不确定度主要由天平χ,1 的分辨力δ引入，所用天平为梅特勒托利 AB204-N 直读天平，由检定证知天平分辨力为0.0001g属χ 0.29，,0.29，0.0001,u(Cm),,,0.029%于均匀分布，则: (2-2) 1m0.1000 B. 天平的最大允差为0.0002g.，称取的样品重量为0.1000 g，按均匀分布 ,m0.0002则:u(Cm),,,0.1154% (2-3) 23?m3，0.1000 此两项的不确定度彼此不相关，因此: 2222,,，，,,，，，，，， u(C),uC，uCm,0.029%，0.1154%,0.1190%mmre112 ? 建立工作曲线的标准样品引入的相对不确定度分量u(Cs) re1 工作曲线由储备液标准溶液配制，其中储备液的定值储备液稀释及工作曲线配制过程中的移液管.容量瓶定值等均会对测定结果的不确定度评定产生影响。 本方法中储备液及工作曲线的配置见表2-1和表2-2 表2-1 储备液配制表 中国3000万经理人首选培训网站 储备液 储备液质量使用上级储备使用上级移液工具 移液工定容体 浓度(ug/m1) 液质量浓度储备液体具规格积V溶 (ug/m1) (ml) (ml) 积V移(ml) 1000 储备液1 —— —— —— —— —— 100 100 10 10 100 储备液2 移液管 表2-2 工作曲线配制表 系列标液使用储备液使用储备液移液工移液工具定容体积 折算含量质量浓度体积V’(ml) 具 规格(ml) V’(ml) 移溶 (ug/m1) C标i(%) 1 0.00 100 —— —— —— —— 2 0.500 100 5.00 5 100 移液管 3 1.000 100 10.00 10 100 移液管 4 2.000 1000 2.00 2 100 移液管 A. 工作曲线的制作 B. 容量计量器具的相对标准不确定度u(V)使用的容量计量器具包括移液管、容量瓶等.系统效应引入的re1 容量计量器具的不确定度来源于两方面: 第一为器具体积定值的准确性引入的不确定度.由附录可知V(ml)器具的最大允许差为χ(ml).其不确定度区间的半宽为χ(ml).允许出现在区间的概率是均匀的.即服从均匀分布，所以由定值准确性引入的不确定度为，，ml; ,3 第二由于校正和使用时的温度不同所引起的体积不确定度，可视为相差5?，水的膨胀系数为2.1×-4-4-310/?，则体积变化为(V×2.1×10×5?)ml，95%置信概率下，标准差为(1.05×10V/1.96)ml，故由系统效应引入的容量计量器具的相对标准不确定度可表示为: 220.00105V,,,,,,,，,,,,1.963,,,, (2-4) u(V),relV C. 储备液的相对标准不确定度u(ρ) re1 a. 储备液1的标准不确定度u(ρ) re11 储备液1质量浓度ρ为1000ug/ml，由国家物质中心提供，不确定度区间半宽为1%，服从正态1 分布，95%置信概率下，其相对标准不确定度为: u(ρ)=1%/1.96=0.510% re11 b. 储备液2的标准不确定度u(ρ) (2-5) re12 储备液2由储备液1稀释所得.质量浓度为ρ100mg/ml.采用100ml容量瓶.10ml移液管完成. ρ=22 ρ×L，L为稀释因子. L=V/V=10/100=1/10 1移容111 由式(2-4)可知100ml容量瓶的相对标准不确定度为: 中国3000万经理人首选培训网站 22,,0.10.00105，100,,,,，,,,,1.963,,,, (2-6) u(V),,0.0788%容rel100 由式(2-4)可知10ml移液管的相对标准不确定度为: 22,,0.020.00105，10,,,,，,,,,1.963,,,,, (2-7) u(V)rel移10 ,4,41.3334，10，0.2870，10,,0.127%10 由式(2-4)可知5ml移液管的相对标准不确定度为: 22,,0.0150.00105，5,,,,，,,,,1.963,,,,, (2-8) u(V)rel移5 ,4,40.7500，10，0.0717，10,,0.181%5 由式(2-4)可知2ml移液管的相对标准不确定度为: 22,,0.0100.00105，2,,,,，,,,,1.963,,,,, u(V)rel移2 ,4,40.3334，10，0.0115，10,,0.294%2 故由稀释引入的相对标准不确定度分量为: 2222,, (2-9)所以储备液,,，，，，，，，，u(L),uV，uV,0.0788%，0.127%,0.149%容移re11re1re1 2的相对标准不确定度为: 2222 (2-10) ,,，，，，，，，，,,u(,),u,，uL,0.510%，0.149%,0.531%rerere121111 根据表2-2的工作曲线配制情况可知，工作曲线系列标液的相对标准不确定度分量为: 22,,2，，，，,,,,,,，， u(C),u,，uV，uV,,,,标移容re1re12re1re12,,,,,,,,，，，， 222，，，，，， (2-11) ,0.531%，0.181%，0.0788%,0.566% 2同理可知: u(C)，，,0.0788%,0.0788%re1标1 中国3000万经理人首选培训网站 222 urel(C)，，，，，，,0.531%，0.127%，0.0788%,0.552%标3 222urel(C标4) ，，，，，，,0.510%，0.294%，0.0788%,0.594% 所以由建立工作曲线的标准样品引入的相对标准不确定度分量为: ，，，，，，，， (2-12) ,,，，uC,maxuC,uC,uC,uCresrererere11111标1标2标3标4 =0.594% ? 工作曲线拟合引入的不确定度(Co) ure1 表2-3 工作曲线回归表 ABS 序号 系统标液折算含量C(%) 回归含量C(%) 标ii1 0 0.00 0(00 2 0.500 0.1478 0.502 3 1.000 0.2878 0.982 4 2.000 0.5551 1.982 工作曲线为一次曲线，根据最小二乘法原理，由上表可得分析物含量与谱线强度有如下关系: Ci=A×I+A(2-13)1io 式中A，A——回归直线系数 10 C——分析物浓度，% i I——吸光值 i 由曲线拟合引入的待测样的相对标准不确定度为: 2,,,C,,,0C11,,，，pn2,n,, ,CC,,,ii1,,,，，uC0，， (2-14) uCAS,,，，re101CC00 式中 A=0.00276——工作曲线斜率 1 n2CC,，，,i标i,1iS,,1.81%——回归曲线的标准差 n,2 P=2——未知样品平行测定次数 n=4——参与回归的点的数目 ,(，，，CCCC4标123标标标,,0.875C——工作曲线系列标样的含量平均值 4 Co=0.502——未知试样测出吸光值后回归算出的含量值将各数值代入公式(2-14)，可得: 中国3000万经理人首选培训网站 u(C)=0.898 % (2-15) re1o ? 由试样溶解后，定容所用容量瓶体积定值引入的相对标准不确定度u(C); 容rel 试样溶解定容所用为A级100ml容量瓶，由式(2-4)可知，由容量瓶定值引入的相对标准不确定度为: u(C)=0.0788% 容re1 2) A类评定的相对不确定度分量u(W)),由于由随机效应引入的不确定度因素较多，在引用含并样本re12 标准差方法计算，取历年来h个同类分析数据平行测定的分析值(X，X)之差，据贝塞尔公式求出,12差值的实验标准差S()，单次测量的标准差S(Xi)与S()之间有的关系，故: ,,,，，2S(Xi),S, h21i，，,,,,h21，，,SXiS()，，,i,1u，，W (2-16) ,,,re12CCC2ooo 式中 C=0.502 ——未知试样测出强度后回归计算出的含量值 o h=10 h ,,ii,`,, h 表2-4 历年同类分析数据统计表 i 1 2 3 4 5 X 5.020 5.011 5.000 5.001 4.999 1i X 5.020 5.000 4.990 4.990 5.100 2i ,,X,X 0.000 0.011 0.010 0.011 0.011 i1i2i i 6 7 8 9 10 X 4.990 5.009 5.001 4.995 4.996 1i X 5.009 4.991 5.001 5.010 5.008 2i ,,X,X 0.019 0.018 0.000 0.015 0.012 i1i2i 由于每次的平行测定过程从试样处理开始均为同步进行，采用其差值进行统计，系统效应所带来的影响有相互抵消作用，其各个差值的差异反映了由随机效应所引入的不确定度: 将表2-4数据代入式(2-16) 可得 ,,0.0107 u(W)= 0.91% re12 四、相对合成标准不确定度评定 本评定中涉及的相对标准不确定度分量列于表2-5中 表2-5 相对标准不确定度分量一览表 分量 不确定度来源 中国3000万经理人首选培训网站 u(W) 系统效应(B类) re11 u(C) 工作曲线拟合 re10 u(C) 建立工作曲线的标准样品 re1s u(C) 天平称量 re1m u(C) 母液定容 容re1 u(W) 随机效应(A类) re12 因各分量不确定度来源彼此独立不相关，故用本设备测定该种试样中某元素的相对合成标准不确定度为: 22 ,,,,u(W),u(W)，u(W)c,rerere11112 222222 ，，，，，，，，，，，，,,,,,,,,,,,,,uC，uC，uC，uC，uC容，uWremresreorelrere1111112 22222 ，，，，，，，，，，,0.1190%，0.594%，0.898%，0.0788%，0.91% =1.417% (2-17) 所以u(W)=u(W)×W,1.417%×0.502%=0.0071% (2-18) c.re1 五、扩展不确定度 根据JJF1059-1999《测量不确定度评定与表示》规定，为简便起见，取包含因子k=2， 则扩展不确定度U=k×u(W)=2×0.0071%=0.014% (2-19) 因此本方法中磷含量的测量不确定度评定可表示为: (0.502?0.014)%，k=2