Tối ưu hóa điều kiện tách và xác định các axit béo trong mỡ cá Basa Việt Nam bằng phương pháp sắc ký khí Ion hóa ngọn lửa - Võ Thị Việt Dung

Nội dung text: Tối ưu hóa điều kiện tách và xác định các axit béo trong mỡ cá Basa Việt Nam bằng phương pháp sắc ký khí Ion hóa ngọn lửa - Võ Thị Việt Dung

1. Journal of Thu Dau Mot University, No 2 (21) – 2015 TOÁI ÖU HOÙA ÑIEÀU KIEÄN TAÙCH VAØ XAÙC ÑÒNH CAÙC AXIT BEÙO TRONG MÔÕ CAÙ BASA VIEÄT NAM BAÈNG PHÖÔNG PHAÙP SAÉC KYÙ KHÍ ION HOÙA NGOÏN LÖÛA Voõ Thò Vieät Dung(1), Nguyeãn Xuaân Trung(2), Löu Vaên Boâi(2), Yasuaki Maeda(3) (1) Tröôøng Ñaïi hoïc Phaïm Vaên Ñoàng, (2) Tröôøng Ñaïi hoïc Khoa hoïc Töï nhieân Haø Noäi, (3) Tröôøng Ñaïi hoïc Osaka Prefecture (Nhaät Baûn) TÓM TẮT Trong nghiên cứu này, sử dụng phương pháp sắc ký khí ion hóa ngọn lửa (GC/FID) để tách và xác định các axit béo có trong mỡ cá basa Việt Nam. Ảnh hưởng của chương trình nhiệt độ lò cột (nhiệt độ ban đầu, nhiệt độ tăng nhiệt của cột tách), tốc độ pha động và tỉ lệ bơm chia dòng đến khả năng tách các metyl este axit béo (FAME) và độ lặp lại của tỷ lệ diện tích pic FAME/IS đã được nghiên cứu. Mô hình hóa thực nghiệm đối với GC/FID tìm được điều kiện tối ưu: nhiệt độ ban đầu của cột tách: 1400C, tốc độ tăng nhiệt của cột tách: 2.40C/phút; tốc độ pha động: 20.5cm/s và tỷ lệ bơm chia dòng là 30:1. Kết quả phân tích các axit béo có trong mỡ cá basa Việt Nam bao gồm 25 axit béo trong đó hàm lượng axit béo no, axit béo không no một nối đôi và axit béo không no nhiều nối đôi chiếm lần lượt là 42,84%, 38,44% và 18,48%. Từ khóa: hô hình, hóa thực nghiệm, tối ưu hóa, mỡ cá, UFLC, GC/FID, FAME 1. MỞ ĐẦU hoàn sinh trưởng của thực vật nên Nguyên nhân chủ yếu gây ra sự không làm tăng hiệu ứng nhà kính. biến đổi khí hậu toàn cầu là sự phát Hiện nay ở Việt Nam nguyên liệu thải khí CO2 do sử dụng nhiên liệu hóa sản xuất biodiesel có ưu thế hơn cả là thạch. Vì vậy phát triển các nguồn mỡ cá basa do đây là sản phẩm phụ có năng lượng thay thế năng lượng hóa sẵn, rẻ tiền, sản lượng tăng nhanh thạch có ý nghĩa chiến lược đối với sự trong những năm gần đây do tình hình tồn tại và phát triển bền vững của mọi xuất khẩu phile cá phát triển mạnh, quốc gia. Biodiesel được sản xuất từ đồng thời tận dụng được nguồn phế dầu thực vật và mỡ động vật là một thải, hạn chế gây ô nhiễm môi trường. trong những lựa chọn tốt nhất để thay Để sản xuất biodiesel, hàm lượng thế diesel dầu mỏ. Một mặt, biodiesel axit béo no và không no có ảnh hưởng là nguồn nhiên liệu tái tạo được sẽ góp rất lớn đến chất lượng nhiên liệu. Nếu phần đảm bảo an ninh năng lượng. Mặt hàm lượng axit béo no cao, diesel sinh khác, khí CO2 thải ra từ các động cơ sử học sản xuất ra có nhiệt độ bắt cháy và dụng biodiesel tham gia vào vòng tuần nhiệt độ đóng rắn cao. Để sử dụng 28
2. Tạp chí Đại học Thủ Dầu Một, số 2 (21) – 2015 nhiên liệu này cho động cơ đốt trong ở 2.2. Thiết bị các vùng lạnh, cần phải có phụ gia hạ Máy sắc ký lỏng UF C của hãng nhiệt độ đông đặc. Ngược lại nếu hàm Shimadzu (Nhật), detectơ chỉ số khúc lượng axit béo không no trong mỡ cá xạ RID-10A, hệ sắc ký lỏng: C– cao, nhiên liệu thu được có nhiệt độ 20AD, degasser: DGU–20A3, lò cột: đông đặc thấp, thuận lợi hơn cho động CTO–20A, cột sắc ký: Cadenzal CD– cơ [3-5]. Do tầm quan trọng của C18 (250 mm × 4,6 mm ID × 3 μm) nguyên liệu đầu vào là mỡ cá basa đối của Imtakt (Mỹ). Máy sắc ký khí với sản xuất biodiesel, việc xác định Shimadzu GC-2010 (Nhật), detector chính xác thành phần axit béo trong mỡ ion hóa ngọn lửa (FID), cột mao quản cá có ý nghĩa khoa học và thực tiễn. phân cực mạnh SPTM-2560 (100m × Đã có nhiều công trình nghiên cứu 0,25mm ID × 0,2 m) của Supelco tìm điều kiện để tách, xác định thành (Mỹ). Máy khuấy từ gia nhiệt Velp phần axit béo trong mỡ cá basa nhưng 1200 rmp (Italia), lò vi sóng Sanyo chủ yếu tập trung theo hướng nghiên 1200W (Nhật), bơm chân không IKA cứu tối ưu luân phiên từng điều kiện. (Đức), máy rung siêu âm Telsonic Mục tiêu của nghiên cứu này là tối ưu 750W (Thụy Sỹ), hóa đồng thời các yếu tố khảo sát, 2.3. Xác định chỉ số axit béo tự đánh giá mức độ ảnh hưởng của các do và chuyển hóa mỡ cá basa thành yếu tố và tìm điều kiện tối ưu cho quá metyl este axit béo trình tách, xác định thành phần axit Theo quy trình xác định chỉ số béo trong mỡ cá basa bằng phương axit béo tự do trong dầu mỡ động thực pháp sắc ký khí ion hóa ngọn lửa vật ở công trình nghiên cứu [7], chúng (GC/FID). Chúng tôi sử dụng phương tôi xác định phần trăm axit béo tự do pháp mặt mục tiêu theo mô hình hồi có trong mỡ cá basa là 1,26% < 2,5%, quy bậc hai tâm trực giao với sự hỗ trợ thích hợp tiến hành chuyển hóa thành của phần mềm Modde 5.0 để thực FAME bằng phương pháp chuyển vị hiện mục tiêu nêu trên. transeste hóa xúc tác kiềm [7]. 2. THỰC NGHIỆM Quy trình chuyển hóa mỡ cá basa 2.1. Hóa chất thành FAME qua phản ứng chuyển vị Mỡ cá basa (Công ty cổ phần xuất transeste hóa xúc tác kiềm như [7]. nhập khẩu thủy sản Agifish An Giang, Mức độ chuyển hóa được xác định Việt Nam). Metanol, axeton, trên hệ thống UF C. Kết quả phân axetonitril, diclometan (Merck, Đức). tích cho thấy độ chuyển hóa mỡ cá basa thành FAME trên 99%. Kalihiđroxit, axit photphoric, natri sunfat khan (Trung Quốc). Metanol 2.4. Khảo sát điều kiện phân công nghiệp 90% (Malaysia). Chất tích sắc ký khí chuẩn hỗn hợp 37 metyl este axit béo Với mục đích tách và xác định các (FAME) (Supelco, Mỹ). Chất nội FAME chuyển hóa từ mỡ cá basa, bốn chuẩn (IS) n - hexadecan (Sigma - điều kiện tách sắc ký khí đã được khảo Aldrich, Mỹ). sát bao gồm: Tốc độ pha động (tốc độ 29
3. Journal of Thu Dau Mot University, No 2 (21) – 2015 khí mang), nhiệt độ ban đầu của cột lệ bơm chia dòng. Các điều kiện phân tách, tốc độ tăng nhiệt của cột tách, tỉ tích của GC-FID được chỉ ra ở bảng 1. Bảng 1. Các điều kiện phân tích sắc ký khí Thông số Điều kiện Nhiệt độ buồng bơm 260 (0C) Thể tích bơm mẫu 1L Cột tách Cột mao quản SPTM–2560 (100 m × 0,25 mm × 0,2 m) 0 Detector FID, nhiệt độ: 260 C, tốc độ khí H2: 40 mL/phút, tốc độ không khí: 400 mL/phút. Tỉ lệ bơm chia dòng 10:1; 50:1; 100:1; 150:1; 200:1 Tốc độ khí mang He 18; 20; 22; 24; 25(cm/giây) – Nhiệt độ đầu 600C (800C, 1000C, 1200C) – Nhiệt độ đầu 1400C, giữ 5 Chương trình nhiệt độ giữ 3 phút. phút. cột tách – Tăng 100C/phút lên 1400C, giữ 5 phút. – Tăng 2; 2.5; 3; 3.5; 40C/phút – Tăng 2; 2.5; 3; 3.5; 40C/phút lên 2400C. lên 2400C. *Ghi chú: các thông số in nghiêng là các thông số khảo sát. 2.5. Thiết kế mô hình thực nghiệm tương đối của tỉ lệ diện tích píc Để nghiên cứu ảnh hưởng đồng FAME/IS cũng như tìm điều kiện tối thời của bốn nhân tố khảo sát của ưu cho quá trình tách và xác định các phương pháp GC/FID: tốc độ pha FAME, chúng tôi chọn mô hình thực động, tỉ lệ bơm chia dòng, nhiệt độ nghiệm tối ưu hóa bậc 2 các nhân tố ban đầu và tốc độ tăng nhiệt của cột (D-Optimal quadratic), mức cơ sở và tách tới hai hàm mục tiêu là khả năng khoảng biến thiên của các nhân tố tách các FAME và độ lệch chuẩn được cho ở bảng 2. Bảng 2. Phạm vi biến đổi các nhân tố độc lập của mô hình thực nghiệm Các mức Nhân tố Khoảng biến Nhân tố mã hóa Mức trên Mức gốc Mức dưới thiên () (+1) (0) (–1) Nhiệt độ ban đầu của cột tách 0 X1 140 100 60 40 (x1, C) Tốc độ pha động (x2, cm/giây) X2 25 21.5 18 3.5 Tỉ lệ bơm chia dòng (x3) X3 200 105 10 95 Tốc độ tăng nhiệt của cột 0 X4 4 3 2 1 tách (x4, C/phút) o X X N 2 Với ii. xi  aai i i1 N1 Trong đó: Xi: các giá trị dạng thực y2 100% (2) o a của nhân tố khảo sát, Xi : mức gốc Trong đó y1 là khả năng tách các của Xi, i: khoảng biến thiên của các nhân tố khảo sát Xi. Các hàm mục tiêu FAME (độ phân giải R), tRA, tRB , WA, y được tính theo phương trình (1) và WB là thời gian lưu và độ rộng pic của 2 phương trình (2): cấu tử A và B; y2 là độ lệch chuẩn tương đối (RSD %) của tỉ lệ diện tích 2(tRB t RA ) y (1) píc FAME/IS, ai, a là tỉ lệ diện tích píc 1 WW AB FAMEi/IS và giá trị trung bình của nó, 30
4. Tạp chí Đại học Thủ Dầu Một, số 2 (21) – 2015 N là số lần thí nghiệm lặp lại, N–1 = f là 3.1. Tối ưu hóa điều kiện GC/ số bậc tự do. Ở đây mục tiêu y1 chọn giá FID theo phương pháp đơn biến trị nhỏ nhất, y2 chọn giá trị lớn nhất. Trước hết chúng tôi khảo sát, so Quan hệ giữa hàm mục tiêu và các sánh khả năng tách các FAME và độ lặp nhân tố khảo sát được mô tả theo lại về tỉ lệ diện tích pic các FAME/IS để phương trình bậc hai: y = b0x0 + b1x1 + xác định khoảng biến thiên các điều 2 + b12x1x2 + b13x1x3 + + b11(x1 – ) + kiện phân tích của GC/FID nhằm tách 2 b22 (x2 – ) + Với tham số hồi quy xác định các FAME (bảng 1). Kết quả và cánh tay đòn sao d được tính sẵn cho khảo sát đơn biến tìm khoảng biến thiên mô hình hồi quy bậc hai tâm trực giao các điều kiện phân tích GC/FID thu khi n = 4 là: = 0,8000, d = 1,4142. được: tốc độ pha động (tốc độ khí 2.6. Phân tích thống kê mang) He: 18 – 25 cm/s; tốc độ tăng nhiệt của cột tách: 2 – 40C/phút; nhiệt Quy hoạch hóa thực nghiệm theo độ ban đầu của cột tách: 60 – 1400C; tỉ mô hình tối ưu bậc 2, đánh giá tính có lệ bơm chia dòng: 10:1 – 200:1. nghĩa của các hệ số hồi quy theo chuẩn Student, đánh giá tính phù hợp của 3.2. Tối ưu hóa điều kiện GC/ phương trình hồi quy theo chuẩn Fisher FID theo phương pháp đa biến [3]. Phần mềm Modde 5.0 được sử Xây dựng mô hình hồi quy bậc hai dụng để tính toán các số liệu trong quy tâm trực giao hoạch và phân tích phương sai, phân Sử dụng mô hình hồi quy bậc hai tích hồi quy các kết quả thực nghiệm. tâm trực giao để xây dựng phương trình 3. KẾT QUẢ VÀ THẢO LUẬN hồi quy (PTHQ) và đánh giá ảnh hưởng Mẫu mỡ cá basa sau khi đã đồng thời của 4 nhân tố khảo sát đến chuyển hóa hoàn toàn thành FAME, khả năng tách các FAME và độ lệch chúng tôi nghiên cứu tìm điều kiện tối chuẩn tương đối (RSD%) của tỉ lệ diện ưu của GC/FID để phân tích thành tích pic FAME/IS. Kết quả thực nghiệm phần sản phẩm chuyển hóa. được trình bày trên bảng 3. Bảng 3. Kết quả thực nghiệm tìm điều kiện GC/FID tách và xác định các FAME theo mô hình hồi quy bậc hai tâm trực giao Biến mã hóa Biến số thực Kết quả TT x1 x2 X3 x4 X1 X2 X3 X4 y1 y2 1 -1 -1 -1 -1 18 60 2 10 0,59 1,76 2 1 -1 -1 -1 25 60 2 10 0,6 1,88 3 -1 1 -1 -1 18 140 2 10 1,02 1,75 4 1 1 -1 -1 25 140 2 10 0,21 1,79 5 -1 -1 1 -1 18 60 4 10 0 1,92 6 1 -1 1 -1 25 60 4 10 0 1,79 7 -1 1 1 -1 18 140 4 10 0,43 1,69 8 1 1 1 -1 25 140 4 10 0 1,75 9 -1 -1 -1 1 18 60 2 200 0,62 3,85 10 1 -1 -1 1 25 60 2 200 0,17 3,92 11 -1 1 -1 1 18 140 2 200 1,09 3,82 31
5. Journal of Thu Dau Mot University, No 2 (21) – 2015 12 1 1 -1 1 25 140 2 200 0,24 3,88 13 -1 -1 1 1 18 60 4 200 0 3,84 14 1 -1 1 1 25 60 4 200 0 3,87 15 -1 1 1 1 18 140 4 200 0,47 3,84 16 1 1 1 1 25 140 4 200 0 3,92 - 0,78 3,23 17 0 0 0 16,6 100 3 105 1,4142 18 1,4142 0 0 0 26,4 100 3 105 0,15 3,18 19 0 -1,4142 0 0 21,5 43,4 3 105 0,68 3,2 20 0 1,4142 0 0 21,5 156,6 3 105 0,99 3,23 - 0,66 3,16 21 0 0 0 21,5 100 1,6 105 1,4142 22 0 0 1,4142 0 21,5 100 4,4 105 0 3,19 23 0 0 0 -1,4142 21,5 100 3 -29,3 - - 24 0 0 0 1,4142 21,5 100 3 239,3 0,86 4,07 251 0 0 0 0 21,5 100 3 105 0,96 3,24 252 0 0 0 0 21,5 100 3 105 0,96 3,19 253 0 0 0 0 21,5 100 3 105 0,97 3,23 Ở đây, cần tiến hành N = 27 thí 4. Từ kết quả thí nghiệm, sử dụng nghiệm để xác định các hệ số trong phần mềm Modde 5.0 loại bỏ các hệ PTHQ. Thí nghiệm thứ 25 là thí số hồi quy không phù hợp, tức là các nghiệm ở tâm được tiến hành 3 lần. hệ số có ti = bib / S < tp(f) hay < Phương sai của các thí nghiệm được TN i t (2) = 4,3. Kết quả được chỉ ra trên xác định theo thí nghiệm bổ sung ở (0,05) 2 -5 2 - bảng 4. tâm là S0(R) = 7,43.10 , S0(RSD) = 7.10 Bảng 4. Kết quả phân tích ảnh hưởng của các nhân tố khảo sát đến khả năng tách các FAME (I) và độ lệch chuẩn tương đối của tỉ lệ diện tich pic FAME/IS (II) của GC/FID theo mô hình hồi quy bậc hai tâm trực giao Hệ số hồi quy Phương sai mẫu Chuẩn t Độ tin cậy (±) Y I II I II I II I II -16 -19 7 9 b0 0,95 3,24 1,42.10 8,01.10 8,0.10 3,6.10 0,03 0,06 -13 5 x1 -0,22 0,01 3,89.10 0,30 3,7.10 0,018 0,01 0,03 -10 3 x2 0,12 -0,02 2,84.10 0,17 7,0.10 0,049 0,01 0,03 -4 -13 5 -4 x3 -0,21 6,00.10 6,10.10 0,96 2,7.10 6,1.10 0,01 0,03 -16 7 x4 0,01 1,04 0,12 1,45.10 0,024 8,6.10 0,01 0,03 -11 4 x1.x1 -0,24 -0,02 2,36.10 0,29 4,9.10 0,037 0,02 0,04 -5 x2.x2 -0,05 -0,02 8,71.10 0,41 5,7 0,031 0,02 0,04 -12 5 x3.x3 -0,31 -0,04 1,50.10 0,08 2,5.10 0,14 0,02 0,04 -5 -8 -3 x4.x4 -0,05 -0,33 1,19.10 1,15.10 13 3,1.10 0,02 0,05 -9 3 x1.x2 -0,11 0,01 3,17.10 0,49 1,9.10 0,014 0,01 0,03 -9 3 x1.x3 0,10 -0,02 3,99.10 0,26 1,6.10 0,039 0,01 0,03 x1.x4 -0,01 0,01 0,30 0,49 0,013 0,014 0,01 0,03 -3 -3 x2.x3 -0,01 3,10.10 0,20 0,82 0,02 3,4.10 0,01 0,03 -3 x2.x4 0,01 0,02 0,38 0,13 9,7.10 0,056 0,01 0,03 -3 -3 x3.x4 -0,01 1,90.10 0,31 0,89 0,013 2,0.10 0,01 0,03 2 R I 0,9983 RSDI =0,025 N = 26 2 P =0,95 RII 0,9984 RSDII=0,053 *Ghi chú: Nh ng hệ số in nghiêng, đậm là hệ số không có ý nghĩa trong PTHQ. Những kết quả thu được ở bảng 4 động x1 (tiêu cực), nhiệt độ ban đầu x2 cho thấy có ảnh hưởng bậc nhất tới khả (tích cực) và tốc độ tăng nhiệt của cột năng tách các FAME - y1 là tốc độ pha tách x3 (tiêu cực), còn tỉ lệ bơm chia 32
6. Tạp chí Đại học Thủ Dầu Một, số 2 (21) – 2015 2 2 dòng x4 thì ảnh hưởng không đáng kể. 0,10x1x3 – 0,24(x1 – 0,800) – 0,05(x2 2 2 Ngược lại tỉ lệ bơm chia dòng lại là – 0,800) – 0,31(x3 – 0,800) – 0,05(x4 nhân tố bậc nhất ảnh hưởng chủ yếu – 0,800) (3); y2 = 3,24 + 1,04x4 – (tích cực) đến độ lệch chuẩn tương đối 2 0,33(x4 – 0,800) (4). của tỉ lệ diện tích pic FAME/IS - y , ba 2 Sử dụng chuẩn Fisher để kiểm tra nhân tố còn lại thì ít ảnh hưởng. Khả sự phù hợp của mô hình: năng tách các FAME chịu ảnh hưởng 2 tiêu cực ở bậc hai của cả bốn nhân tố Sphï hîp I F = = khảo sát và ảnh hưởng đồng thời của mô hình I 2 S0 tốc độ pha động và nhiệt độ ban đầu I 4,53.10 4 của cột tách, x1x2 (tiêu cực), tốc độ pha 5 6,09 < Fbảng = F0,95(15, động và tốc độ tăng nhiệt của cột tách, 7,43.10 x1x3 (tích cực). Trong khi đó độ lệch 2) = 19,43. chuẩn tương đối của tỉ lệ diện tích pic 2 Sphï hîp II FAME/IS chỉ chịu ảnh hưởng bậc hai Fmô hình II = 2 = 2 S0 của tỉ lệ bơm chia dòng, x4 (tiêu cực), II ảnh hưởng bậc hai và ảnh hưởng đồng 1,33.10 3 1,91 < Fbảng = F0,95(23, 2) thời của các nhân tố khác là không 7.10 4 đáng kể (hình 1). = 19,45. Fmô hình < Fbảng : mô hình thống kê mô tả đúng thực nghiệm. Do đó mô hình toán học mô tả quan hệ giữa khả năng tách các FAME và độ lệch chuẩn tương đối của tỉ lệ diện tích pic FAME/IS theo các biến KHA TACH NANG thực: Y1 = -8,67 + 0,76X1 + 0,03X2 + -1 -3 0,99X3 + 0,01.10 X4 – 0,75.10 X1X2 2 -4 2 + 0,03X1X3 – 0,02X1 – 0,33.10 X2 – 2 -4 2 0,31X3 – 0,05.10 X4 (5); Y2 = 1,95 -5 2 + 0,02X4 – 3,65.10 X4 (6). Hình 1. Sự biến thiên khả năng tách các Hai PTHQ ở trên phản ánh khá FAME của GC/FID theo nhiệt độ ban đầu chính xác mô hình thực nghiệm, điều của cột tách (60–1400C) và tỉ lệ bơm chia này được khẳng định qua các giá trị độ dòng (10:1–200:1) khi cố định tốc độ pha lệch chuẩn R2 của mô hình (bảng 4). động (25 cm/s) và tốc độ tăng nhiệt của Mô hình có thể dự đoán khả năng tách 0 cột tách (4 C/phút). các FAME và độ lệch chuẩn tương đối Từ kết quả thu được trên bảng 4, của tỉ lệ diện tích pic FAME/IS với độ sau khi loại những nhân tố không phù chính xác cao, tương ứng là 99,85% và 99,47%, giữa giá trị thu được từ mô hợp, có thể viết được PTHQ dạng mã hình dự đoán và giá trị thực nghiệm hóa mô tả sự phụ thuộc của y1, y2 vào chỉ có một sự sai khác nhỏ (hình 2). các nhân tố xi như sau: y1 = 0,95 – 0,22x1 + 0,12x2 – 0,21x3 – 0,11x1x2 + 33
7. Journal of Thu Dau Mot University, No 2 (21) – 2015 1,1 y = 0,997x + 0,0013 1 Xác định điều kiện tối ưu của R2 = 0,997 0,9 0,8 0,7 0,6 phương pháp GC/FID 0,5 0,4 0,3 0,2 Dựa trên PTHQ bậc hai tâm trực 0,1 0 Độ tách FAME mô theo tách Độ hình 0 0,1 0,2 0,3 0,4 0,5 0,6 0,7 0,8 0,9 1 1,1 giao xây dựng được khi thực nghiệm Độ tách FAME theo thực nghiệm khảo sát ảnh hưởng đồng thời của các 4 y = 0,9894x + 0,0297 nhân tố của GC/FID đến khả năng R2 = 0,9894 3,5 tách các FAME và độ lệch chuẩn 3 2,5 tương đối của tỉ lệ diện tích pic 2 1,5 FAME/IS để xác định điều kiện tối RSD (FAME/IS) RSD môtheo hình 1,5 2 2,5 3 3,5 4 RSD (FAME/IS) theo thực nghiệm ưu. Bằng cách lấy đạo hàm của hàm hồi quy theo từng biến và cho bằng 0 Hình 2. Tương quan gi a giá trị thực để tìm ra cực trị của hàm tìm được nghiệm khả năng tách FAME (trên), độ điều kiện tối ưu để tách và xác định lệch chuẩn tương đối của tỉ lệ diện tích các FAME (thông qua phần mềm píc FAME/IS (dưới) và giá trị dự đoán từ Modde 5.0) như bảng 5. mô hình Bảng 5. Điều kiện tối ưu tách và xác định các FAME điều chế từ mỡ cá basa bằng GC/FID Nhiệt độ ban Tốc độ pha Tỉ lệ bơm Tốc độ tăng RSDdđ RSDtn Rdđ Rtn đầu (0C) động (cm/s) chia dòng nhiệt (0C/phút) (%) (%) 140 20,5 30:1 2,4 1,08 2,11 1.08 2,12 Ghi chú: tn: thực nghiệm; dđ: dự đoán (từ mô hình). Ở điều kiện tối ưu trên, khả năng Như vậy độ chính xác của các số tách các FAME và độ lệch chuẩn liệu theo mô hình và theo thực nghiệm tương đối của tỉ lệ diện tích pic ở điều kiện tối ưu là giống nhau. Kết FAME/IS có giá trị dự đoán theo mô quả này cho thấy mô hình dự đoán có hình tối ưu hóa lần lượt là 1,08 và độ chính xác cao, đảm bảo độ tin cậy. 2,11%. Các giá trị trung bình tương Đây là một công cụ hữu ích trong việc ứng thu được khi tiến hành thực tiên đoán kết quả cũng như tối ưu hóa nghiệm 3 lần với chất chuẩn FAME các điều kiện thực nghiệm. 20–40–60 ppm là 1,08 và 2,12%. 3.3. Tách và xác định FAME Giá trị các phương sai thực trong các mẫu mỡ cá basa Việt Nam nghiệm theo điều kiện tối ưu thu Áp dụng điều kiện tối ưu tìm được: S2 = 6,43.10-5, S2 = 5,33.10-4 tuI tuII được, chúng tôi tiến hành tách và xác 2 và của mô hình tương ứng là: S0 = định các axit béo trong các mẫu mỡ cá -5 2 -4 I 7,43.10 , S0 = 7,00.10 . Có Ftính I = basa, kết quả được trình bày trên các -5 II -5 7,43.10 /6,43.10 = 1,16; Ftính II = bảng 6 và trên hình 3. -4 -4 7,00.10 /5,33.10 = 1,31 < Fbảng (0,95; 2; 2) = 19. 34
8. Tạp chí Đại học Thủ Dầu Một, số 2 (21) – 2015 Bảng 6. Kết quả phân tích mẫu mỡ cá basa Việt Nam Mỡ cá basa f TT Axit béo f (FAi) RSD% (TGi) mg/g (FAME) mg/g (TG) mg/g (FA) % (n=6) 2 C14:0 0,942 0,994 43,79±0,90 43,53±0,89 41,25±0,85 5,03 2,11 3 C15:0 0,945 0,995 1,40±0,01 1,39±0,01 1,32±0,01 0,16 1,02 4 C16:0 0,948 0,995 239,82±11,00 238,62±10,95 227,35±10,43 27,53 4,65 5 C17:0 0,951 0,995 1,70±0,03 1,69±0,03 1,62±0,03 0,20 2,06 6 C18:0 0,953 0,995 70,00±1,16 69,65±1,16 66,71±1,11 8,04 1,76 7 C20:0 0,957 0,996 2,29±0,05 2,28±0,05 2,19±0,05 0,26 2,28 8 C22:0 0,960 0,996 2,40±0,04 2,39±0,04 2,30±0,03 0,28 1,39 9 C23:0 0,962 0,996 6,31±0,17 6,28±0,17 6,07±0,16 0,72 2,66 10 C24:0 0,963 0,996 1,33±0,02 1,33±0,02 1,28±0,02 0,15 1,27 Tổng cộng 373,16±13,47 371,23±13,40 353,92±12,77 42,84 Axit béo không no 1 nối đôi 11 C16:1 0,948 0,995 12,14±0,29 12,07±0,29 11,50±0,28 1,39 2,44 12 C17:1 0,950 0,995 1,04±0,02 1,03±0,02 0,99±0,02 0,12 1,89 13 C18:1n9c 0,953 0,995 320,36±9,18 318,76±9,13 305,30±8,75 36,78 2,81 14 C22:1n9 0,960 0,996 0,71±0,02 0,70±0,02 0,68±0,02 0,08 3,23 15 C24:1n9 0,963 0,996 0,62±0,02 0,62±0,02 0,60±0,02 0,07 2,62 Tổng cộng 334,86±9,52 333,19±9,48 319,07±9,08 38,44 Axit béo không no nhiều nối đôi 16 C18:2n6c 0,952 0,995 121,65±5,25 121,05±5,26 117,81±5,00 13,97 4,50 17 C18:3n3 0,952 0,995 7,55±0,10 7,51±0,09 7,19±0,09 0,87 1,25 18 C18:3n6 0,952 0,995 6,28±0,09 6,25±0,09 5,98±0,08 0,72 1,35 19 C20:2n6 0,957 0,996 7,73±0,12 7,69±0,12 7,36±0,11 0,89 1,49 20 C20:3n3 0,956 0,996 0,53±0,01 0,53±0,01 0,51±0,01 0,06 2,12 21 C20:3n6 0,956 0,996 8,13±0,14 8,10±0,14 7,77±0,14 0,93 1,80 22 C20:4n6 0,956 0,996 0,62±0,01 0,62±0,01 0,60±0,01 0,07 1,85 23 C20:5n3 0,956 0,996 1,60±0,03 1,59±0,03 1,53 ±0,02 0,18 1,63 24 C22:2n6 0,960 0,996 1,16±0,02 1,15±0,02 1,11±0,02 0,13 1,62 25 C22:6n3 0,959 0,996 5,75±0,16 5,73±0,16 5,52±0,16 0,66 2,87 Tổng cộng 161,00±5,92 160,22±5,89 155,37±5,54 18,48 Khác 0,954 0,996 2,01±0,04 2,00±0,04 1,92±0,03 0,23 2,05 Tổng cộng 871,03±28,95 866,63±28,81 830,27±27,42 100 Kết quả phân tích trên bảng 6 cho axit stearic C18:0 (8%), axit myristic thấy trong mỡ cá basa có chứa đến 25 C14:0 (5%), axit palmitoleic C16:1 axit béo trong đó axit béo chiếm hàm (1,4%), các axit béo khác đều có hàm lượng cao nhất là axit oleic C18:1n-9c lượng thấp, dưới 1%, trong đó có hàm (37%), tiếp đến là axit palmitic C16:0 lượng thấp nhất là axit eicosatrienoic (28%), axit linoleic C18:2n-6c (14%), C20:3n-3 (0,06%). Tổng các axit béo 35
9. Journal of Thu Dau Mot University, No 2 (21) – 2015 no chiếm hàm lượng cao nhất (43%), và tốc độ tăng nhiệt của cột tách. tiếp đến là axit béo không no một nối Trong khi đó độ lệch chuẩn tương đối đôi (38%) – cao hơn 2 lần các axit béo của tỉ lệ diện tích pic FAME/IS chỉ không no nhiều nối đôi (18%). Hàm chịu ảnh hưởng bậc 1 và bậc 2 của tỉ lượng các axit béo -3 và -6 trong lệ bơm chia dòng, ảnh hưởng của các mỡ cá basa là 155 mg trong 1g chất nhân tố khác là không đáng kể. béo trong đó có 15 mg/g axit béo -3 – Tối ưu hóa điều kiện tách và xác và 140 mg/g axit béo -6, đặc biệt có định đồng thời 37 axit béo bằng thành phần của DHA C22:6n-3 (5,52 phương pháp GC/FID với khả năng mg/g) và EPA C20:5n-3 (1,53 mg/g) tách tốt, độ lặp lại cao, điều kiện tối rất tốt cho sức khỏe. ưu thu được: chương trình nhiệt độ: uV(x100,000) 0 1.50 nhiệt độ đầu 140 C, giữ 5 phút, tăng C18:1n9c 1.25 0 0 C16:0 2,4 C/phút lên 240 C, giữ 8 phút; khí 1.00 (a) mang He tốc độ 20,5 cm/s; bơm chia 0.75 C18:2n6c 0.50 dòng tỉ lệ 30:1. C18:0 0.25 C14:0 C20:3n3 C20:1 C16:1 C20:3n6 C20:2 C18:3n3 C12:0 C23:0 C18:3n6 – Áp dụng điều kiện tối ưu tách và C20:0 C15:0 C22:6n3 C17:0 C18:1n9t C22:0 C24:0 C20:5n3 C22:1n9 C22:2 C24:1 C20:4n6 0.00 C20:3n3 27.5 30.0 32.5 35.0 37.5 40.0 42.5 45.0 47.5 50.0 52.5 55.0 min xác định các axit béo trong mỡ cá basa uV(x10,000) 2.75 Chromatogram 2.50 Việt Nam. Thành phần mỡ cá chứa 2.25 2.00 IS (b) 1.75 42,84% axit béo no; 34,44% axit béo C16:0 1.50 C18:1n9c 1.25 không no một nối đôi và 18,48% axit 1.00 C6:0 C18:0 C14:0 C20:0 C12:0 C22:0 C20:3n3 C24:0 0.75 C10:0 C18:3n3 C18:2n6c C22:1n9 C24:1 C23:0 C20:1 C21:0 C4:0 C18:1n9t C16:1 C20:2 C22:2 béo không no nhiều nối đôi, trong đó C17:1 C17:0 0.50 C13:0 C18:2n6t C11:0 C15:0 C14:1 C15:1 C18:3n6 C20:3n6 C20:4n6 C20:5n3 C22:6n3 C8:0 0.25 C24:1 0.00 chủ yếu là các axit béo oleic, palmitic, 12.5 15.0 17.5 20.0 22.5 25.0 27.5 30.0 32.5 35.0 37.5 40.0 42.5 45.0 47.5 50.0 min linoleic và stearic. Hình 3. Sắc đồ GC-FID của mẫu chuẩn – Sử dụng các kết quả nghiên cứu 37 FAME (a) và mẫu mỡ cá basa Việt Nam (b) để xây dựng thành phương pháp tiêu chuẩn tách, xác định thành phần axit 4. KẾT LUẬN béo trong dầu mỡ động thực vật Việt – Xác định axit béo trong mỡ cá Nam. basa bằng GC/FID sử dụng phương pháp bề mặt đáp ứng cho thấy khả – Áp dụng phương pháp nghiên năng tách các FAME chịu ảnh hưởng cứu để mở rộng xác định axit béo bậc 1 của tốc độ khí mang, nhiệt độ trong nhiều đối tượng dầu mỡ động, ban đầu và tốc độ tăng nhiệt của cột thực vật khác nhằm cung cấp thêm số tách, chịu ảnh hưởng bậc 2 của cả bốn liệu phục vụ cho các nghiên cứu về nhân tố khảo sát và ảnh hưởng đồng dinh dưỡng, kiểm nghiệm thực phẩm, thời của tốc độ pha động và nhiệt độ dược liệu, thức ăn gia súc, nhiên liệu ban đầu của cột tách, tốc độ pha động sinh học 36
10. Tạp chí Đại học Thủ Dầu Một, số 2 (21) – 2015 OPTIMIZE CONDITIONS FOR SEPARATION ANDDETERMINATION OF FATTY ACIDS IN VIETNAMESE CATFISH FAT BY GC/FID Vo Thi Viet Dung(1), Nguyen Xuan Trung(3), Luu Van Boi(2), Yasuaki Maeda(3) (1) Pham Van Dong University, (2) VNU University Og Science, (3) Osaka Prefecture University ABSTRACT In this study, gas chromatography - flame ionization detector (GC/FID) method was applied to separate and determine fatty acids in Vietnamese catfish fat. Effect of temperature column program (initial temperature, growth temperature), speed of phase motion and split pumping rate on separation ability of fatty acid methyl ester (FAME) and repetition of area peak rate FAME/IS were investigated. Experiment planning method for GC/FID showed that initial temperature column is 1400C; speed of phase motion is 20.5cm/s; split pumping rate is 30:1 and growth temperature column is 2.40C/min which are optimum conditions. Results of analysis of fatty acids in catfish fat of Vietnam including: saturated fatty acids, monounsaturated fatty acids and polyunsaturated fatty acids are 42.84%, 38.44% and 18.48% restectively. TÀI LIỆU THAM KHẢO [1] Võ Thị Việt Dung, Nguyễn Xuân Trung, ưu Văn Bôi, Tạp chí Khoa học & Công nghệ, Viện Khoa học & Công nghệ Việt Nam, T.49 (3A), tr. 164–172, (2011). [2] Võ Thị Việt Dung, Nguyễn Xuân Trung, ưu Văn Bôi, Tạp chí Khoa học Tự nhiên và Công nghệ, Đại học Quốc gia Hà Nội, T.28 (1S), tr. 35–41, (2012). [3] ê Thị Thanh Hương, Tạp chí phát triển KH&CN, T.9 (7), Tr. 49–56, (2006). [4] ê Đức Ngọc, Xử lí số liệu và kế hoạch hóa thực nghiệm, Hà Nội, (2001). [5] Jon H. Van Gerpen, Lawrence A Johnson, Earl J. Hammond, The Iowa Soybean Promotion Board, Iowa, US, (1995). [6] Maeda, Yasuaki Kawachinaganoshi Osaka, European patent Application 1411042 A1, (2003). [7] Seppänen–Laakso T., Laakso I., Hiltunen R., Analytica Chimica Acta, 465, pp. 39– 62, (2002). 37