白肋煙調制結束至打葉復烤存儲期N N K含量的變化

邊文杰，郭東鋒，姚忠達，吳克松，張福建，舒俊生

（安徽中煙工業有限責任公司技術中心,安徽合肥 230088）

白肋煙調制結束至打葉復烤存儲期N N K含量的變化

邊文杰，郭東鋒，姚忠達，吳克松，張福建，舒俊生

（安徽中煙工業有限責任公司技術中心,安徽合肥 230088）

將剛調制結束的白肋煙在模擬恩施倉庫的存儲條件下存儲,分階段取樣,利用mintab軟件對樣品的常規化學成分和4-（N-甲基-亞硝胺）-1-（3-吡啶基）-1-丁酮（N N K）含量進行分析。結果表明,白肋煙N N K含量上部葉最高,中部葉次之,下部葉最低,并且區域差異不大；白肋煙N N K含量與煙堿、總氮、總鉀及總氯的相關性不顯著；調制結束至打葉復烤環節白肋煙N N K含量隨時間變化呈二次曲線趨勢,因此可以利用二次曲線方程來預測調制結束至打葉復烤環節白肋煙N N K的含量。

白肋煙；N N K；常規化學成分；相關性分析；趨勢分析

目前對N-亞硝基去甲基煙堿（N N N）、4-（N-甲基-亞硝胺）-1-（3-吡啶基）-1-丁酮（N N K）、N-亞硝基新煙草堿（N A T）和N-亞硝基假木賊堿（N A B）的研究較多。其中N N K、N N N被認為是強致癌物,是煙葉中重要的有害成分,引起了廣泛關注［1］。白肋煙中T SN A s含量明顯高于烤煙,所以絕大多數科研工作者將目光集中在白肋煙的研究上。汪安云等［2-3］從品種方面研究了白肋煙中的T SN A s。此外還有研究表明在調制環節噴施微肥亞硒酸鈉對白肋煙T SN A s含量有顯著影響［4］。對于煙葉調制結束至打葉復烤這一環節T SN A s的變化研究相對較少。因此,本試驗以N N K為目標化合物,探索調制結束至打葉復烤環節N N K與常規化學成分之間的關系及其變化情況,為找到N N K變化的關鍵點及合理的打葉復烤時間奠定基礎。

1 材料與方法

1.1 材料

試驗的白肋煙材料由湖北省建始縣煙葉分公司提供,取自青里壩和桑園壩,每個產地取上、中、下3個部位煙葉代表等級B2F,C3F及X2F各10 kg。

1.2 樣品處理方法

試驗樣品在模擬恩施倉庫的存儲條件下存儲（平均溫度13.5℃,平均濕度78%）,從10月 16日開始取樣,前2個月每隔15 d取樣1次,后4個月每隔1個月取樣1次,共取樣8次,每次將取好的樣品切絲、烘干、磨碎并在-20℃凍存,待所有樣品收集完成進行常規化學成分和N N K的檢測分析。

1.3 檢測方法

N N K的測定采用高效液相色譜-串聯質譜法［5］,常規化學成分的測定采用連續流動分析法［6-7］。

1.4 數據處理

數據采用Excel 2003和Mi ni t a b15數據處理軟件進行處理。

2 結果與分析

2.1 與樣品部位及產地的相關性

如圖1所示,上、中、下3個部位煙葉N N K的中位數分別為22.85,20.60和19.05 ng·g-1。上部葉N N K值較分散,其次是下部葉,中部葉則相對集中,從中位數可以看出整體煙葉N N K含量上部葉＞中部葉＞下部葉。如圖2所示,青里壩煙葉N N K的1/4位數Q 1、3/4位數Q 3及中位數分別為14.40,30.05,21.35 ng·g-1；桑園壩分別為16.00,32.18,19.90 ng·g-1。桑園壩煙葉N N K值有一個異常值,可能是由于取樣不均勻或檢測過程中的誤差所致,在后面的分析中應予以排

除；兩地整體N N K含量及N N K值分散情況差異不大。

2.2 與常規化學成分的相關性

如圖3所示,4種成分在調制結束到打葉復烤之前的整個過程中變化規律不明顯,其中煙堿呈小幅下降的趨勢,總氯略微上升,總鉀和總氮則分別在一個平衡線上下波動。N N K均值與煙堿、總氮、總鉀、總氯均值的P e a r s o n相關系數,P值分別為-0.367,0.371；0.303,0.466；0.141,0.739；0.437,0.280。因此N N K與煙堿弱負相關,與總氮弱正相關,與總鉀不相關,與總氯中等程度正相關,但P值均大于0.05,所以相關性均不顯著。

圖2 白肋煙煙葉產地與N N K含量的相關性

圖3 白肋煙煙堿、總氮、總鉀及總氯的變化情況

2.3 變化趨勢

2.3.1 上部煙葉

在調制-打葉環節,青里壩白肋煙上部煙葉N N K的變化是隨著存放時間的延長,呈波動上升趨勢。將煙葉N N K含量與取樣時間作時間序列分析并進行趨勢模擬得到4組模型,其中二次趨勢模型如圖4所示。4組模型各自平均百分誤差（MA P E）、平均絕對誤差（MA D）及平均偏差平方和,線性趨勢模型分別為40.89,5.77,36.98；增長曲線模型分別為36.75,5.59,36.89；二次趨勢模型分別為35.59,4.72,31.21；S曲線趨勢模型分別為38.94,4.68,32.90。從中可以看出二次趨勢模型MA P E,MA D及平均偏差平方和均較小,因此青里壩白肋煙上部葉N N K的變化趨勢比較符合二次趨勢模型。

圖4 青里壩白肋煙上部葉N N K含量隨時間變化情況

在排除了1個異常值（第168天,N N K= 60.70 ng·g-1）的情況下,桑園壩白肋煙上部煙葉N N K含量隨著存放時間的延長上下波動,沒有明顯上升的趨勢（圖5）,其二次趨勢模型MA P E, MA D及平均偏差平方和分別為41.48,9.75, 109.04,小于其他模型的對應值。

圖5 桑園壩白肋煙上部葉N N K含量隨時間變化情況

2.3.2 中部煙葉

如圖6所示,隨著存放時間的延長,青里壩白肋煙中部葉N N K整體上呈現上升的趨勢,第168天樣品N N K含量較第1次取樣升高308.70%。煙葉N N K含量與時間序列分析模型中,線性趨勢模型MA P E,MA D及平均偏差平方和分別為21.83, 4.21,26.53；增長曲線模型分別為19.69,3.77, 21.42；二次趨勢模型分別為20.31,3.28,17.74；S曲線趨勢模型分別為13.45,2.80,23.36。從中可以看出二次曲線及S曲線模型MA P E,MA D及平均偏差平方和整體較小。因此青里壩中部葉N N K的變化趨勢比較符合二次趨勢模型及S趨勢模型,結合白肋煙上部葉N N K的變化趨勢模型,可以推測在調制-打葉環節,白肋煙N N K的變化趨勢可能呈二次曲線。

圖6 青里壩白肋煙中部葉N N K含量隨時間變化情況

如圖7所示,隨著存放時間的延長,桑園壩白肋煙中部葉N N K含量呈波浪下降趨勢,其二次趨勢模型MA P E,MA D及平均偏差平方和分別為15.67,3.40,17.58,小于其他模型的對應值并且擬合程度較好。N N K含量略有下降,原因可能是在相對較低的溫度及濕度情況下,N N K含量本身變化不大,在取樣及檢測時的誤差造成了N N K含量呈下降的趨勢。

圖7 桑園壩白肋煙中部葉N N K含量隨時間變化情況

2.3.3 下部煙葉

如圖8所示,隨著存放時間的延長,青里壩白肋煙下部煙葉N N K含量整體呈上升趨勢。二次趨勢模型MA P E,MA D及平均偏差平方和分別為45.37,8.11,94.62,綜合起來小于線性模型（44.93,8.15,96.02）及增長曲線模型（41.11, 8.21,98.87）,而S曲線模型則不能擬合,因而進一步說明調制-打葉環節,白肋煙N N K的變化趨勢呈二次曲線。

圖8 青里壩白肋煙下部葉N N K含量隨時間變化情況

如圖9所示,隨著存放時間的延長,桑園壩白肋煙下部葉N N K呈現先下降再上升的趨勢,其二次趨勢模型擬合程度較好。

2.3.4 兩產地的差異

圖10顯示,隨著存放時間的延長,青里壩白肋煙N N K含量整體呈上升趨勢；而圖11顯示,桑

園壩白肋煙N N K含量整體呈先下降再上升的趨勢。兩地煙葉N N K均值的變化區間都在10～40 ng·g-1,說明區域差異不大。青里壩、桑園壩煙葉N N K均值二次趨勢模型擬合程度均較好。

圖9 桑園壩白肋煙下部葉N N K含量隨時間變化情況

圖10 青里壩白肋煙煙葉N N K均值隨時間變化情況

圖11 桑園壩白肋煙煙葉N N K均值隨時間變化情況

2.3.5 總體趨勢

如圖12所示,在調制-打葉環節,所有樣品N N K的平均值隨存放時間的延長呈波浪上升趨勢,二次模型的擬合方程為：Y t=22.732-0.157 8 t+0.001 5 t2,二次模型MA P E,MA D及平均偏差平方和分別為10.06,1.97,9.23,3個值均較小,說明擬合程度很好,從而說明調制-打葉環節白肋煙N N K含量隨時間呈二次曲線的趨勢變化。

圖12 白肋煙煙葉N N K均值隨時間變化情況

3 小結與討論

白肋煙煙葉在調制結束至打葉復烤之前一般要經歷3～6個月的倉庫存儲期,有研究表明在適宜的溫濕度條件下,N N K含量會上升［8-9］。本試驗結果表明,白肋煙N N K含量在倉庫存儲期隨時間呈二次曲線的趨勢變化,曲線方程為Y t=22.732-0.157 8t+0.001 5t2。從中可以看出白肋煙在相對較低的溫濕度（平均溫度13.5℃,平均濕度78%）下N N K含量增加不大,這與B ur t o n等［8］的研究基本一致。白肋煙N N K含量與煙堿、總氮、總鉀及總氯的P e a r s o n相關性均較小且不顯著,這與A nde r s e n等［10］的研究略有出入,可能是由于煙堿含量較高,而N N K含量較低,微量的煙堿和亞硝酸鹽反應就能引起N N K的顯著變化。本研究能為調制結束至打葉復烤之前白肋煙N N K含量預測及白肋煙打葉復烤時間的安排提供一定的參考。

［1］ 朱風鵬,趙明月,胡清源,等.T SN A s的形成、影響因素、分析及清除方法綜述［J］.煙草科技,2004（7）：27-29.

［2］ 汪安云,夏振遠,雷麗萍,等.不同白肋煙品種煙草中的特有亞硝胺含量分析［J］.安徽農業科學,2010,38（31）：17425-17426.

［3］ 張俊杰,林國平,王毅,等.白肋煙低T SN A含量的品種篩選初探［J］.中國煙草學報,2009,15（3）：54-57.

［4］ 汪安云,張樹堂,柴家榮,等.微肥亞硒酸鈉對白肋煙T SN A水平的影響［J］.安徽農業科學,2004,32（3）：525-526,533..

［5］ 朱文靜,楊俊,劉百戰,等.U P L C-MS/MS對卷煙中4種煙草特有亞硝胺的快速測定［J］.分析測試學報,2010, 29（1）：26-30.［6］ Y C/T160-162-2002煙草及煙草制品 總植物堿,總氮及總氯的測定：連續流動法［S］.

［7］ Y C/T217-2007煙草及煙草制品 總鉀的測定：連續流動法［S］.

［8］Burton R H, Bush L P, Djordjevic M V. Influence oftempertureand humidityon theaccumulation oftobaccospecificnitrosaminesinstored burleytobacco［J］.AgricFoodChem, 1989, 37： 1372 -1377.

［9］DjordjevicM V, Fan JR, Bush L P.Effectsofstoragecondition on levelsoftobacco-specificnitrosaminesand NnitrosaminoacidsinUS moistsnuff［J］.AgricFood Chem,1993, 41： 1790 -1794.

［10］Andersen RA, FlemingPD, Burton HR.N-Acyland Nnitrosopyridinealkaloidsinalkaloidslinesofburleytobaccoduringgrowth and air-curing［J］.AgricFood Chem, 1989,37： 44 -50.

（責任編輯：張才德）

S571.1文獻標志碼：A文章編號：0528-9017（2014）05-0723-04

2014-02-12

安徽中煙工業有限責任公司項目（20092006）

邊文杰（1987-）,男,湖北仙桃人,碩士,主要從事煙葉原料研究工作。E-mail：bi a nw e nj i e 717@126.com。

文獻著錄格式：邊文杰,郭東鋒,姚忠達,等.白肋煙調制結束至打葉復烤存儲期N N K含量的變化［J］.浙江農業科學,2014（5）：723-726,731.