名古屋学芸大学健康･栄養研究所年報

第5号

2012年

《総説》

アフラトキシン検査の際のサンプリングの重要性と
その基盤となる統計学的定量評価について
山本

＊

勝彦

要旨
負の二項分布関数から導かれた OC 曲線を用いて、粒状落花生およびトウモロコシの AF 検査の際のサンプリング法の評価を試みた。
2011年 9 月までは、わが国の AF 規制値は AFB1として10 ppb 及び検査の際のサンプル量は 1 kgであった。この条件では、落花生において除毒率は36.9％、消費者リスクは6.7％並びに生産者リス
クは2.1％であった。トウモロコシでは、除毒率は83.0％、消費者リスクは8.8％及び生産者リスクは4.6％と推計された。
著者はカビ毒試験法評価委員会を通じて、厚生労働省に対して落花生およびトウモロコシのサン
プル量を 3 kg 以上に増量することを提案した。
2011年10月から、同省は従来の AF 規制値を AFB1に替わって AF B1+B2+G1+G2 の10 ppb に変更した。また、両農産物のサンプル量を 5 kg に増量した。
この条件では、落花生において除毒率は58.9％と推定され、また、消費者リスク及び生産者リス
クは、それぞれ6.6％並びに3.3％と推定された。
トウモロコシでは、除毒率は94.9％と推定され、消費者リスク並びに生産者リスクはそれぞれ4.5％並びに4.7％と推計された。
これらの統計学的推計値から大幅な改善結果が期待される。
キーワード；

アフラトキシン検査、サンプリング、OC-曲線、負の二項分布、
消費者リスク、生産者リスク

上記の理由からロットを代表するに相応しはじめにいサンプル、分析用のミニサンプル並びにサ

落花生など粒状の豆類、種実類及び穀類のカ

ブサンプルの調製をすることは非常に重要で

ビ毒汚染は、ロット中のごく一部の粒に汚染がある。カビ毒の検査に際して、試験法に示され局在し、しかも一粒の汚染粒の中でも毒素が不た操作に従い、機械的に分析上の結論を得る

均一に分布するこが知られている。したがっことも大切だが、カビ毒の検査では、分析結て検査のためのサンプリングの如何によって、果の真度（Accuracy：実際のロットの汚染濃

ロットの真の平均的な汚染濃度に近い分析値

度に近い測定値が得られること）および精度（真度）が得られないことがあり、そのロット（Precision：測定値がばらつかないで一定の範を受け入れるべきか否かの判断を誤ることが囲に収まること）の変動性が大きいことを知っある。

ておく必要ある。ことにサンプルの採り方で＊名古屋学芸大学49

大きな誤差を生む要因となる。

は、真度に大きな誤差が生ずることがしばしば起る。著者は、カビ毒検査の専門家で構成され（注意：ppm は ppb の1,000倍）

たカビ毒試験法評価委員会の一員として、主に粒状落花生とトウモロコシのアフラトキシン（ 2 ）粒内汚染について（AF）検査の際のサンプリンング法の改善を①落花生の AF 汚染

厚生労働省に提案し、大幅な改善を実現できた

 カビ毒は、カビ菌糸が侵入して発育する段のでその経過と、改善された検査法の統計学的階で産生されるので、粒全体が同じカビ毒濃な評価を述べる。

度にならない。表 2 には、Cucullu 1 ）の報告
より落花生の粒内の AF 分布を示した。それ
ぞれの部位を起点にして0.5～1 mm の厚さ

1 ．カビ毒の豆類、種実類及び穀類における分布に切片を作り、AFB1の分析が行なわれた。

（ 1 ）粒汚染について②トウモロコシの AF 及び ZEN 汚染①豆類、穀類及び種実類の粒ごとのカビ毒自 トウモロコシの一粒ごとのカビ毒自然汚

然汚染

染濃度を調査した事例が少ない。

 表 1 には剥き身落花生、剥き身トウモロコ

 Brekke 9 ） は乾式の製粉で得た画分中のシ類、小麦粒及び綿実の粒ごとのカビ毒自然AF 及び ZEN の残留性を調べた。カビ毒は果汚染状況を示した。AF 汚染では、剥き身落

皮、種皮の外皮、胚芽の画分に多く、グリッ

花生で個々の粒汚染濃度は 5 桁の範囲に分ツなど人の食する画分には AF が全体の7～布し、剥き身トウモロコシでは 3 ～ 4 桁、綿

10％、ZEN が約20％存在したという。

実では 4 桁の開きが見られた。

③小麦の ZEN 及び DON 汚染

 Fusarium 菌のカビ毒であるゼアラレノン

 小麦中の ZEN および DON の分布は、田（ZEN）ではトウモロコシで 3 桁、デオキシ中10） によれば、自然汚染小麦を製粉した際

ニバレノール（DON）、ポップコーン及び小に、ZEN は小麦粉から検出しなかったが、麦粒では 3 桁の開きが見られた。このこと

DON は小麦全体の濃度に対して 3 分の 2 がは、個々に汚染度の異なった粒が不規則に小麦粉に認められ、ふすまでは小麦全体のロットに混在することから、サンプリングに2.7倍であったと報告している。このように、

表1

豆類、穀類及び種実類の粒におけるカビ毒自然汚染濃度



文献

50

21）より引用アフラトキシン検査の際のサンプリングの重要性とその基盤となる統計学的定量評価について

小麦においても粒中のカビ毒分布は不均一が極めて高く、しかもロットにおいてその混であると言う。以上、①、②及び③を総合す

在率が小さい時に起こりやすい。

ると、粒中のカビ毒の不均一な分布は後に述②サブサンプリング誤差

べるサブサンプリング誤差（サンプルの粉砕

 表 2 に示したように、一粒の種子中でもそした物を分析のために分取する際の誤差）のの内部に数千 ppm という高い部分が存在す原因となる。

るので、なるべく細かく粉砕して均一に分散させないと、分析サンプルごとに測定値がばらつくことの要因となる。

2 ．ロットのカビ毒汚染濃度を推定する際の誤差の要因

 脂肪分の多い種実類（ブラジルナッツ、落（ 1 ）誤差要因の構成

花生、クルミなど）では、粉砕により脂肪分がしみだしてペースト状になりやすいので

ロットのカビ毒汚染濃度を推定するに当た微粒子化が十分できないで、この誤差が大きり、誤差の要因を図 1 に示した。
①サンプリング誤差

いことがある。乾燥したトウモロコシでは

 ロットからサンプルを採取するときに発実が硬いので粉砕しやすく誤差が小さい。

生する。主として個々に汚染濃度の異なっ③分析誤差

た粒をロット中に存在する比率で粒を採取

 試験室の設備（分析機器）などの性能によできないたために生じる。一粒中の汚染量

る誤差および技術者の能力による誤差が生表2

剥き身落花生の粒内アフラトキシン B1濃度分布（ppm）



文献

図1

ロットのカビ毒汚染濃度を推定する際の誤差の構成要因

511 ）より改変じる。一般的に粒状の農産物の検査では、3種の誤差のうちもっとも小さい。
（ 2 ）誤差の統計的解析
Whitaker11）は、AF 汚染剥き身落花生29ロットを用いて繰り返し分析を試み、3 つの誤差の構成要因について平均値からの偏帰を分散分析し、変動係数（CV％）の解析を行なった。図2 にその一つを紹介する。汚染濃度が小さいほど CV は大きくなる。中でもサンプリングによる誤差は、ロットの汚染濃度が低いほど極端に大きくなる。例えば、AF が20 ppb のロット

図2

ではサンプリングによる変動係数は114％、サブサンプリングでは37％、また、分析上の変動

 き身落花生のアフラトキシン分析に伴う誤差
剥の要因―サンプルの平均値の測定に伴う変動係数の比較―



係数はどのロットも濃度にあまり関係なく、お文献11）より改変

よそ22％示した。すなわち、全 CV におけるサンプリングによる誤差の占める割合が最も大れた粒の中でさえ著しい濃度の差があるた

きい。

めである。剥き身落花生の場合は、過度の粉
砕は、サンプルのぺ一スト化を招かないよう（ 3 ）落花生とトウモロコシにおけるサンプルに 3 mm 以下程度の粒度が適当といえる。しサイズ（検査試料の量）たがって、剥き身落花生の AF 検査は常にサ①剥き身落花生について

ブサンプリング誤差も重要である。

 1993年ロ一マで開催された FAO の AF 分

 以上誤差については、国際的に AF の食品

析におけるサンプリングに関する専門科会や飼料に設定されている規制値が、サンプリ

議の資料に、剥き身落花生ばかりでなくトウ

ング誤差の最も大きな30 ppb 以下の汚染領

モロコシやピーナッツバターについても誤域におかれていることが、検査結果の不一致差に関する分散分析の解析結果が記載されを招く要因であることを念頭に置くべきでていたので抜粋し、表 3 ～ 5ある。

に示した。表12）

3 は剥き身落花生の 5 及び10 ㎏をサンプル②トウモロコシについてサイズとしたときの分析誤差を比較したも

 表 4 にトウモロコシの分析誤差についてのである。 5 ㎏の場合 5 ppb の低濃度汚染の示した。本品は粉砕の際に落花生のようにロットでは、全 CV は203.8％となり、その中ペースト化を起こさない。したがって、粒内でサンプリング誤差の占める割合が82.9％にの毒素の不均一分布を是正できるまでに微上る。

粒子に粉砕できるので、落花生に比べれば分 低濃度のロットほどサンプリング誤差が析結果の変動は小さい。 3 及び10 ㎏のサン

大きい。20 kg の大きなサンプルサイズではプルサイズでは、AF の汚染度 5 ppb では落

全 CV は 5 ppb の汚染濃度で125.4％と半減し花生の 2 ～ 3 分の 1 程度の誤差で分析が可た。低濃度の場合、表 1 に示した 1 粒あたり能である。トウモロコシでは、全 CV に対し1,000 ppm に及ぶ高濃度の汚染粒がサンプルてサブサンプリング誤差の占める割合は、落中に均一に分取されるかどうかが、大きなサ

花生に比べて少ない。

ンプリング誤差の要因となっている。

③ピーナッツバターについて サブサンプリングによる誤差は、同一の粒 表 5 はピーナッツバターの分析の際の誤の中の毒素の分布が不均一なために、粉砕さ差を検討したものであるが、全 CV の約80％

52

アフラトキシン検査の際のサンプリングの重要性とその基盤となる統計学的定量評価について

表3

表4

表5

剥き身落花生の AF 検査におけるサンプリング、サブサンプリング及び分析誤差

剥き身トウモロコシの AF 検査におけるサンプリング、サブサンプリング及び分析誤差

パク質など）層に移行する。

ピーナッツバターの AF 検査におけるサンプリング及び分析誤差

3 ．サンプリングを評価するための確率統計学
上の考え方及び検査特性曲線（ 1 ）粒汚染濃度または粒内毒素量の確率分布
則の検索
カビ毒の不均一な粒汚染が、ロットの汚染濃度を推定するのに極めて大きな変動を招くことを述べた。この変動が全くでたらめに生起するものでなく、ある一定の法則、例えば統計学上の確率分布則に従っているかどうかの研究が各国で行なわれてきた。もし、一定の確率
は分析上の誤差である。ピーナッツバター

分布則に従うならぱ、分析値の変動を予測し、を製造する際にロットは十分均一化されてサンプル量の確率統計学的な評価ができる。

いるはずである。しかし、なおサンプリング

これまで検討された確率分布則は、ガンマ分

誤差の存在することが表 5 より分かる。乳布、ワイバル分布、負の二項分布などである。

化剤を添加しないと脂肪分と固形物が分離

現在、国際的には負の二項分布が剥き身落するので、AF は極性を有し、固形物（タン花生やトウモロコシのサンプリング評価に用53

いられている。
（
f r）＝（ 2 ）負の二頂分布

Γ（r ＋ Nk） Nk r
P ・Q ‥‥‥‥‥‥（ 1 ）r・! Γ（Nk）

ただし、P＝

Whitaker13，14，15）は、20,000ロットに及ぶ AF
汚染剥き身落花生及び非常に多数のトウモロ

kM＋k，Q＝1－Pとする。

コシロットのデータを基に、あるロットの粒

ここで、ごとの AF 汚染濃度（量）χa の出現する確率

Γ（Pa が確率密度関数の一つである負の二項分布

Μ＝ロットの真の平均濃度（量）則に従うことを見出した。さらに、χa がχa1、

ｋ＝ロットごとに見られる個々の粒の AF 濃

χa2、χa3・・・・χaN というように、それぞれが、度で（Μによって左右される）

お互いに独立して出現するとき、それらの総和

Whitaker らは実験的に（χa1＋χa2＋χa3＋・・・＋χaN）の出現する確率も

ｋ＝（2.0886 + 2.3898Μ）×10－6という関係

また負の二項分布則に従うとした（独立した事式を得た。

象の加成性）。すなわち、このロットに対して

Ｎ＝サンプル中の粒数（χa1 ＋χa2 ＋χa3 ＋・・・＋χaN） は、N 粒 か ら 構

ｒ＝ N・χ‾＝（サンプル中の AF 濃度（量）；サ）＝ガンマ関数

ンプルごとに変動する）

成されるサンプルの一つに他ならない。そしχ‾＝サンプル中の全粒の平均濃度（量）て、サンプルの平均汚濃染度（量）χ
‾a ＝（χa1＋χa2 ＋χa3 ＋・・・＋χaN）/N は、N・χ‾a ＝（χa1 ＋

χa2＋χa3＋・・・＋χaN）と変形できるから N・χ‾a（ 3 ）負の二項分布関数から見たサンプルサイ

図 3 には複数のロット La、Lb、Lc、・・・・・

前記の式（ 1 ）においてサンプルサイズ（粒Lm、Ln と無限のロット及びサンプルの一般的数）を変えた場合、サンプルの測定値の出現率な関係を示した。ここで、ロット中の粒の重量と AF 規制値との関係は以下のようである。

ズと AF 規制値

もまた負の二項分布に従う。

真の平均汚染濃度 M をもつ剥き身落花ロッが全て同じであれば、χ
‾a は粒の汚染濃度（量）、N・χ‾a はサンプルの汚染濃度（量）として表す

トから、異なったサンプルサイズ N＝1、100、

また、負の二項分布関数（確率密度関数）はて分析した場合サンプルの測定値の出現率を

1,000及び10,000粒をそれぞれ取出し、繰り返しことができる。

図 4 に示した。すなわち、サンプルサイズが少次式で示される。

図3

 の二項分布に従う剥き身落花生の粒及びサンプル中のアフラトキシン濃度（量）、ロットならびにロットの負真の平均濃度の関係χ‾ ＝サンプルの平均 AF 濃度（量）54アフラトキシン検査の際のサンプリングの重要性とその基盤となる統計学的定量評価について

えた曲線部分と横軸との間に挟まった面積の割合が良いロットが拒否される確率の総和に相当する。このことを生産者リスクと言う。
（ 4 ）検査特性曲像（OC 曲線）
M なる AF 平均濃度をもつロットに対し、サ
ンプルサイズ N 及び規制値 X￣s の条件で検査をすると、ロットを受け入れる確率の総和は、確率密度関数 （r）
f
を 0 から X￣s 迄の間について積図4分した累積確率 P（M）に等しい。P（M）は （r）f き身落花生のサンプルサイズの変化に伴う負剥の二項分布による確率密度曲線への影響
X￣s：規制値Mc ：平均汚染濃度
N ：サンプルサイズの確率分布関数として式（ 2 ）で表される。
￣sNXP（M）＝ ∑ （r）
f ‥‥‥‥‥‥‥‥‥‥（ 2 ）r＝0

ここで M については 0 ～∞ ppb まであらゆない場合は、そのロットの真の平均汚染濃度にる ロ ッ ト を 想 定 し て、 段 階 的 に M＝1、2、近い測定値を得ることは極めて稀にしか起き3、・・・・・・∞というようにシミュレートし、ない。100粒以下では 0 ppb 付近の出現率が高

順次 P（1）、P（2）、P（3）・…P（∞）をコンピューまる。10,000粒でもロットにより 2 桁の変動幅

ターで計算する。縦軸に P（M）値を横軸にロッが見られることがある。

トの真の平均濃度 M 値をプロットすると図 5①ロットの真の AF 平均濃度 Mc が規制値 X￣s1に示すシグモイド曲線が描かれる。この確率を超えている場合 :Mc ＞ X￣s1

分布曲線のことを検査特性曲湶（OC 曲線：

本来、このロットは全て拒否されるべきであOperating characteristic curve）と呼んでいる。

る。しかし、N＝100、1,000、10,000で描かれここで、N は検査法のサンプル数（粒数またる確率密度関数曲線と、規制値 X￣s1について横は対応する重量）であり、X￣s は規制値として軸上に立てた垂線との交点 A、B、C よりも左定められているから、M を 0 から∞までシミュ側に相当する曲線部分は、これらのサンプルサ

レートすれば、その検査法特有の OC 曲湶が求イズでの分析値が X￣s1より低い値として出現すめられる。

る。すなわち、そのロットが誤って規制値以下

ロットの M が0から規制値 X￣s までの間、すとして受けいれられる確率を意味する。交点

なわち、あるロットの真の平均濃度 M が Mc ≦A、B、C より左側の確率密度曲線と横軸の間

X￣s（M は真の AF 平均濃度の一般的な総称で、に挟まった面積は、誤って受け入れられる全て

Mc はその内の特定の値を示す）の範囲であれの確率の総和である。これを消費者リスクとば全て受け入れられるが、そのロットから分取言う。原則的には、N＝100 ＞ N＝1,000 ＞ N＝したサンプルの測定値から合否を判定するの10,000の順に消費者リスクが大きい。

で、ある確率で規制値 X￣s を超えたとして拒否②ロットの真の AF 平均濃度 Mc が規制値 X￣s2

されてしまう（生産者リスク）。

を超えていない場合 :Mc ≦ X￣s2

図 5 の OC 曲湶より下側の部分があらゆる

規制値 X￣s2から立てた垂線と N＝100、1,000、ロットが受け入れられる確率である。また、左

10,000のサンプルサイズの確率密度曲線との交半分の斜線を施した部分（GLr）は良いものが点をそれぞれ D、E、F とすると、交点より右拒否される確率である。

側の曲線部分が、このロットが規制値を超えて一方、Mc が規制値 X￣s を超えている場合、あいないにもかかわらず、規制値 X￣s2を超えたかる確率で受け入れられる（消費者リスク）。図

のように誤って出現する確率である。X￣s2を超

5 の右半分の斜線の部分に相当する。

55

また、悪いロットが良いとして受け入れられるロット数（BLa）は、式（ 5 ）で表される。
∞

BLa＝ ∑ L・（M）
f
・P（M）‥‥‥‥‥‥（ 5 ）Mc＋Δ

ここで、△は M、をわずかに超える部分のAF 濃度で（Mc + △）が規制値 X￣s を超えるとして検査可能な最小の値を示す。
拒否される良いロット数（GLr）は式（ 6 ）で表される。

図5－GLa ‥‥‥‥‥‥（6）f∑ L・（M）

は存在する良いロット数を示す。
f∑ L・（M）

GLr＝

 査特性曲線（OC 曲線）と消費者リスク及び検生産者リスク

Mc

M＝0

Mc

（ 5 ）検査特性曲線を用いた検査法の評価のた

M＝0

めの統計指標存在する全ロット L が定められた規制値 X￣s

ある真の AF 平均濃度 M をもつロットのうとサンプルサイズ N の条件で検査を受けると、ち、検査結果から受け入れられるロット数に受け入れられる碓率は式（ 2 ）で求められる。

（実際にはロット重量が加味されるが、ここでここで、あらかじめ真の AF 平均濃度 M を有は全て同一の重量と仮定する）M 濃度を乗ずるするロットの比率を （M）
fとすると、全 L のうと、受け入れられるロットの AF 濃度が推定さ

ち真の平均値 M をもつロットの数は、L・（M）
f

れる〔式（ 7 ）〕。

となる。実際には （M）
f
は、実態調査の積み重M・L・（M）
f
・P（M） ‥‥‥‥‥‥‥‥‥（ 7 ）ねによって近似的に得られる。

ここで、M を 0 ～∞まで積分すると、受けN 粒の検査で規制値 X￣s 以下として受け入れ入れられるロット La の総 AF 量が求められる。

られるロット数は、L・（M）
f
・P（M）であるか

これを、受け入れられるロット数 La で除する

ら、M があらゆる濃度 0 ～∞を取り得ることと、受け入れられる全ロットの平均濃度 A がから、L のうち受け入れられるロット数 La は、得られる〔式（ 8 ）〕。
A ＝ΣM・L・（M）
f
・P（M）/La ‥‥‥‥（ 8 ）式（ 3 ）で表される。

この A について、検査前と後の減毒効果を∞La＝ ∑ L・（M）
f・P（M）
 ‥‥‥‥‥‥‥（ 3 ）比較し検査法の有効性を評価する。

この La の中には、真の平均濃度が規制値（ 6 ）OC 曲線の作成

M＝0X￣s を超えたものもその一部を受け入れている。

剥き身落花生に対して世界各国で異なっ

La のうち、ロットの真の AF 平均濃度 Mc がた AF 検 査 法 が 採 用 さ れ て い る。1989年 に

規制値 X￣s を超えていない範囲（Mc ≦ X￣s）、すWhitaker16） が報告した30,000ロットから構成

なわち、良いロットが良いと判断されて受け入される剥き身落花生の AF 分布モデルを使用れられるロットの総数（GLa）は、式（ 4 ）でしてわが国、アメリカ合衆国（USDA）、オラ

表される。

ンダ、TP 法（英国）及び EU における検査法について OC 曲線を作成した。

Mc

GLa＝ ∑ L・（M）
f・P（M）
 ‥‥‥‥‥‥（ 4 ）①アメリカ合衆国における AF 許容濃度は、

M＝0AFmix（B1＋ B2＋ G1＋ G2）として20 ppb 以56

アフラトキシン検査の際のサンプリングの重要性とその基盤となる統計学的定量評価について下とされている。サンプルサイズは、1 ロッ
ト当たりその範囲を45トン以内とし、合計65kg、21.8 kg を 3 回サンプリングする。
最 初のサンプルを 2 回分析し、その平均値
（χ
（χ
‾a1＋χ
‾a2）/ 2 ≦ 12 ppb なら受け入れ、‾a1＋χ‾a2）/ 2 ＞ 60 ppb なら拒否する。
そ の 間 の 場 合 は、 第 2 の サ ン プ ル を 2 回分析し最初とあわせて 4 つの分析僅の平均 が（χ‾ a1 ＋χ‾ a2 ＋χ‾ b1 ＋χ‾ b2）/ 4 ≦ 17 ppb な
ら 受 け 入 れ、（χ‾a1 ＋χ
‾ a2 ＋χ‾ b1 ＋χ‾b2）/ 4 ＞

30 ppb な ら 拒 否 す る。 そ の 間 の 時 は、 第3 の サ ン プ ル を 2 回 分 析 し、 前 4 回 と
あ わ せ た 平 均 値（χ‾ a1 ＋χ‾ a2 ＋χ‾ b1 ＋χ‾b2 ＋χ
‾c1

図6

否する。

（ 7 ）各国の剥き身落花生の AF 検査法の評価＋χ‾ c2）/ 6 ≦ 20 ppb な ら 受 け 入 れ、（χ
‾a1 ＋
χ
‾a2＋χ
‾b1＋χ
‾b2＋χ
‾c1＋χ
‾c2）/ 6 ＞ 20 ppb なら拒 国の剥き身落花生のアフラトキシン検査のた
各めの検査特性曲線

②オランダ法 では、輸入の落花生は AFB1

表 6 に、前記の方法で計算した統計指標を≦ 3 ppb とされている。サンプルサイズは示した。単に規制値のみから検査法を見ると、

1 ロット当たり25トン以内とし、大粒種は10EU（AFB1 ≦ 2 ppb 及び AFmix ≦ 4 ppb）＞ オ㎏を 4 回、小粒種は 5 ㎏を 4 回サンブリング

ランダ（A1FB1 ≦ 3 ppb）＞ 旧・日本（AFB1 ≦し、4 回の分析で全てが 3 ppb 以下の時受け

10 ppb）＞ アメリカ（AFmix ≦ 20 ppb）＞ イギ

入れる。

リス（AFmix ≦ 30 ppb）の順に厳しい規制のよ③ TPI 法は、 1 ロットにつき20トン以内とうに見える。しかし、本質は大へんトリック的し、3.5 ㎏を 3 回サンプリングする。許容基であり、サンプリングを加味して初めて真の評

準は AFmix ≦ 30 ppb とされている。

価ができる。受け入れられるロットの除毒率

④わが国の旧・方法は、麻袋90袋から 1 ㎏をから検査効率を評価すると EU（93.3％）＞ オラ

サンプリングしその50 g を 1 回分析する。

ンダ（90.4％）＞ アメリカ（53.3％）＞ イギリス

TLC プレート上の蛍光検出限界から濃度換（41.8％）＞ 旧・日本（36.9％）の順となる。わが算して AFB1 ≦ 10 ppb ならば受け入れる。

国の旧・検査法は、検出限界が AFB1として10

⑤ EU 加盟国の方法は（1997年）、落花

ppb を超えない定性分析であり、数字にとらわ

生 1 ロットを100トン以内とし、100箇所かられて世界の中でも厳しい検査法と錯覚しては

インクレメントサンプル（サンプルを調製

いけない。

17）

18，19）

するための少量の抜き取り試料）を分取しまた、 1 kg のサンプル量では消費者リスク

30 ㎏とする。このものをよく混合して 3 等

が6.7％と高く、生産者リスクが2.1％と消費者分し、10 ㎏のサブサンプルを 3 つ調製する。

に身体的危険性を担わせていることは改善す

各々粉砕後分析し、 3 つの検査詰果が AFB1

べきである。

≦ 2 ppb 及び AFmix ≦ 4 ppb ならぱ受け入れる。以上の条件で OC 曲線を求め図 6 に示

4 ．サンプリングの現状と対策した。図 6 中の旧・日本法は50 g を粒のまま（ 1 ）ロットサイズについて分析した場合（Ⅰの方法）、また 1 ㎏を粉砕

これまでは、カビ毒の検査において如何に後にその50 g を分析（Ⅱの方法）する時のサンプリングが重要かということを説明した。

OC 曲線である。

サンプルは常にその起源であるロットの性質

57

表6

アメリカの剥き身落花生モデルロットに対するアフラトキシン検査におけるサンプリングプランの評価文献20）より改変をそっくり保持するのが理想的であるが、実際梱包からサンプルを集める。理想的には、多量には色々な制約があって理想どおりには実施のロットに対しては、システム化された自動化できない。現在、貿易上でどの程度の量を 1

サンプラーの使用を勧める。適当な道具を工ロットとしているか表 7 に示した。

夫することもできる。
b. FDA のサンプリングマニュアル（ 2 ）サンプリング

表 8 には FDA が提案したサンプルサイズを

a. FAO 専門委貝会資料より示した。

1993年開催の FAO 専門委員会のサンプリ（ 3 ）わが国の AF 検査用のサンプル数量

ングに関するコメントを記す。
サンプリングは、一旦荷が積まれてしまうと

表 9 には輸入食品のアフラトキシン検査の

その内部とか、手の届かない所の抜き取りが困ためのサンプリング法を示した。特に、食品の難であり、袋荷では、船倉、コンベアベルト、

すべてのロットにおいて 1 kg がサンプル調製

港での計量時、貨車及び埠頭において、①山積の基本となっていて、粒状の農産物においてはみされる時、②山積みが解体される時、③コン改善する必要がある。

べアーで荷が移動される時、④運搬のため積降ろしされる時をタイムリーに行った方が良い。
生の品物では、少なくとも100ヶ所以上から、5 ．わが国におけるアフラトキシン検査の精度管理に関する動向

ロットの代表となるようにランダムにサンプ

厚生労働省では、わが国のマイコトキシン検リングする。加工品の場合は、少量で梱包され査法を国際的に評価されるような制度に改革ているケースが多く、ランダムに運んだ多くのする意向を固め、2008年よりカビ毒試験法評58

アフラトキシン検査の際のサンプリングの重要性とその基盤となる統計学的定量評価について

表7

表8

商品と典型的なロットサイズ

FDA によるカビ毒分析のためのサンプリングマニュアル文献12）より改変

価 委 員 会（ 仮 称：The mycotoxin inspecting

この提案は学会誌：マイコトキシン20）によっ

method assessment committee）を結成し、分て行なったのでその主旨を述べる。図 7 に落析法の精度管理及びトウモロコシのサンプリ

花生のマルチサンプリングの OC 曲線を、表10ングの改善について諮問的役割を持つ委員会

では負の二項分布による統計評価指標を示しを発足させた。特に著者は、サンプリング部門

た。

を担当し、諸外国の状況把握に努め改善案の作

マルチサブサンプリング法のうち、①小粒種製に努めた。

の落花生では、1 kg のサブサンプルを 3 回を、②大粒種では 1 kg を 5 回分析する方法を提案（ 1 ）剥き身落花生のサンプリング改善についてした。

わが国の分析設備の小規模性などを考慮し① の 方 法 で は、 消 費 者 リ ス ク（Comsumer’sて、 1 kg サンプルを複数回連続サンプリングrisk）が3.5％、生産者リスク（Processor’
s risk）

し、それらを個々に分析して、すべてのサブサ

が6.1％、除毒効果が56.2％であり、②の方法

ンプルが AF 不検出のとき合格とする。これをでは、消費者リスクが2.0％、生産者リスクが

仮にマルチサブサンプリング法と呼ぶことに9.3％、除毒効果が66.6％と改善される。

する。

59

表9

2011年 9 月30日まで使用されたわが国の輸入農産食品のロットとサンプル量

図7

マルチサンプリング法における検査特性曲線

文献（ 2 ）粒状トウモロコシについて

20）より改変

汚染のトウモロコシのロットはすべて受け入れられるべきだが、この条件では95.2％のロッ

トウモロコシでは、落花生よりサンプリング

トが受け入れられ、落花生では64.0％しかうけ

誤差及びサブサンプリング誤差が小さい。
表11には Whitaker の報告より、トウモロコ

いれられない。すなわち、落花生のほうがサンシと剥き身落花生の OC 曲線の基となる P（M）

プリング誤差は検査結果に大きく影響する。

値を、 1 ポンドのサンプルサイズ及び AFmix

カビ毒試験法評価委員会では、表12（未発表）

20 ppb の規制値で比較した。例えば、20 ppbに示したサンプリング改善案を落花生とは別60

アフラトキシン検査の際のサンプリングの重要性とその基盤となる統計学的定量評価について

表10

マルチサンプリング法の統計学的評価



表11

文献

20）より改変

文献21）より引用

トウモロコシ及び剥き身落花生のアフラトキシン検査特性曲線

に提案した（2009年）。その骨子は、AFmix の規制値は10 ppb として、サンプル量を 3 kg 以

6 ．新アフラトキシン検査法におけるサンプ
リング量の評価

上にすること、すなわち、10,000粒以上が必要

厚生労働省は2011年 3 月31日付けで、従来のである。それにより、消費者リスクが半減し、アフラトキシン検査法を、暫定規制値、分析法

除毒効果は 1 kg のサンプル検査の際の83％か

及びサンプリング法を含めて大幅な改正を行ら85～90％程度に高まる。トウモロコシでは、

なう旨、各地方自治体に対して通知し、施行日

落花生に比べてサンプル量の増加による誤差を同年10月 1 日とした。

の低減性は低い。アメリカの規制値 AFmix 20（ 1 ）規制値について

ppb とわが国の10 ppb を比較すると、むしろ規

1971年 に 定 め ら れ た 食 品 の 中 の AFB1 が制値を厳しくすると除毒効果が高い。

10 μg/kg（10 ppb） を 越 え な い こ と と する 暫 定 規 制 を 廃 止 し、 総 ア フ ラ ト キ シ ン（AFB1+B2+G1+G2）濃度が10 μg/kg（10 ppb）

61

表12

トウモロコシのサンプルサイズと統計学的評価を越えないことという新規制値を設定した。

表13

それに伴って分析方法も高度な技術を導入し農産物の 1 粒の重量

採取量

0.1 g 以下

1 kg

0.1 g 超5 kg

た試験法に切り替えられた。
（ 2 ）検査のためのサンプリング法

アフラトキシン検査のための新サンプル量

これまでのサンプルは、積荷や包装形態から
サンプル量を決めていたが、基本的には表13に示したように、サンプル中の粒数を約10,000以上確保する意味合いからの各粒の重量を基本に農産物が 2 分された。
①1 粒の重量が0.1 g を越えるものは 5 kg とした。これは、AF 汚染のよく見られる落花生やトウモロコシの粒数が10,000粒を確保できる量を想定している。
②1 粒の重量が0.1 g 以下の農産物は 1 kg をサンプル量に指定した。米、麦、蕎麦などの穀類は、 1 粒が0.02～0.04 g くらいであり、
25,000粒以上の採取が期待できる。

図8③その他の条件
積荷や包装形態の相違によるサンプリング

 粒落花生及びトウモロコシの新旧サンプリン
小グ法における OC 曲線の比較

は、これまでの方法に若干の改善が加えられ
特に、落花生の OC 曲線に大幅な改善が見らた。ここではその詳細は割愛する。

れる。すなわち、一般的に OC 曲線の傾斜が急（ 3 ）小粒落花生とトウモロコシのサンプル量

勾配のほうがサンプリング誤差が少なくなる。

の統計学的評価

表14には、統計学的な評価指標を示したが、今回の 1 サンプルを 5 kg とする方法と従来

トウモロコシ 5 kg サンプルでは約95％の除毒の 1 kg をサンプルする方法の比較を行なっ効果が期待される。一方、落花生でも除毒効果た。

は約37％から約59％まで上げられると推計された。

図 8 には、旧法のサンプル量 1 kg と新法のサンプル量における OC 曲線を示した。

62

アフラトキシン検査の際のサンプリングの重要性とその基盤となる統計学的定量評価について

表14

小粒落花生及びトウモロコシのアフラトキシン検査の際のサンプルサイズと統計学的評価

プル調整法が採用された。以上、今回のカまとめ

ビ毒試験法改善は、国民のアフラトキシン
被曝の危害からより防御的な方向に向か

負の二項分布関数から導かれた OC 曲線を用うことが出来たといえる。

いて、粒状落花生およびトウモロコシの AF 検査の際のサンプリング法の評価を試みた。両
農産物とも粒状でサンプリングする限り、旧・

謝

検査法の 1 kg サンプル量では検査結果に信頼辞性が乏しいことが判明した。その統計学的考

著者が1983年より、わが国のカビ毒試験法のえかたの解説を行い、かつ、適切なサンプル量

サンプリングの虚弱性を主張し始めてから実を得るため統計学的推計を行ない、以下の改善に28年間の歳月を経た。また、元・国立衛生試案をまとめるに至った。

験所の微生物部長であられた倉田浩先生に「サ①小粒品種の落花生の検査では、マルチサブ

ンプリングの問題に着手したなら最後まで責サンプリングを採用し、サブサンプル量を任を執るように」と叱咤激励をいただいたこと

1 kg とし、 1 kg のサブサンプルを 3 回検が脳裏から今も離れないが、その責務を果たす

査を繰り返し、また大粒種では 1 kg のサことが出来たと著者は実感し、この助言に感謝

ンプルを 5 回検査を行い、全サブサンプル

します。
また、このたび、国立医薬品食品衛生研究が不検出の場合にそのロットは AF が検所・衛生微生物部長の小西良子先生をリーダー

出しないとする。
②トウモロコシでは、 3 kg 以上のサンプルとする作業部会の支援のもとに、神戸市環境保量を必要とし、 1 回の検査が適当である。

健研究所所長の田中敏嗣先生を委員長とする③ ①及び②の分析には、サンプルの全粒をカビ毒試験法評価委員会の統計学的評価委員

粉砕し、均一なサンプルを作製して、そのの一員に加えていただき、サンプリング改善の一部を分析に供しなければならない。

実現に微力ではありますがお役に立つことが④こ れらの提案がすべて行政に受け入れら出来ました。大幅な改善が叶えられたことにれたわけではないが、トウモロコシでは国関係の先生に深甚の謝意を申し上げる次第で際的に見て恥ずかしくない試験法が確立す。

された。また、落花生ではマルチサブサン
プリング法の 1 kg を 3 ～ 5 回繰り返す方
法に近い除毒効果が期待される 5 kg サン

63

文

献

1 ）Cucullu, A.F, et al.; J. Amer. Oil Chem. Soc.,
Vol.43, 89～92（1966）2 ）山本勝彦；食衛誌、32巻、 6 号、487～497（1991）
3 ）東京都衛生局；各種食品におけるカビ及びカビ毒
汚染防止対策に関する調査研究実施結果、149～
153（1989）．
4 ）Shotwell, O.L., et al.; Cereal Chem., Vol.52, 687～
697（1975）
5 ）Shotwell, O.L., et al.; ibid., Vol.57, 206～208（1980）
6 ）Lee, L.S., et al.; ibid., Vol.57, 340～343（1980）
7 ）上村尚；Fusarium 菌の産生するマイコトキシンに関する研究（学位論文）50～55（1986）．
8 ）Lee, L.S., Russel, T.E.; J. Amer. Oil Chem. Soc.,
Vol.58, 27～29（1981）.
9 ）Brekke, O.L. et al.; Cereal Chem., Vol.52, 205（1975）
10）田中敏詞ら；食衛誌、27巻、 6 号、653（1987）
11）Whitaker, T.B, et al.; J. Amer. Oil Chem. Soc.,
Vol.51, 214（1974）
12）Sampling plans for aflatoxin analysis in peanuts
and corn; Report of a FAO technical consultation,
Rome, 3 – 6 Hay（1993 ）13）Whitaker, T.B, et al.; J. Amer. Oil Chem. Soc.,
Vol.46, 377（1969）
14）Whitaker, T.B, et al.; ibid., Vol.47, 501（1970）
15）Whitaker, T.B. et al.; ibid., Vol.49, 590（1972）16）Whitaker, T.B. et al.; J. AOAC., Vol.72, 644（1989）17）De Koe, W.; J. AOAC., Vol.73, 809（1990）
18）Official Journal of European Communities,
I201/43–46（1998.7.17）
19）Official Journal of European Communities,
I201/93–101（1998.7.17）
20）山本勝彦、中島正博；マイコトキシン、Vol.52、
No.1、75-85（2002）21）山本勝彦；サンプリングの問題点と対策、第 2 回
マイコトキシン研究会セミナー、（1994）22）Whitaker, T.B. & Dickens, J.W.; J. AOAC., Vol.66,
No.5, 1055–1058（1983）
23）Johansson, A.S. & Whitaker, T.B.; J. AOAC.
International, Vol.83, No.5, 1279–1284（2000）

64

アフラトキシン検査の際のサンプリングの重要性とその基盤となる統計学的定量評価について

Abstract

The statistics fixed quantity evaluation that becomes importanceand the base of sampling when the aflatoxin is inspected
Katsuhiko Yamamoto＊

The evaluation of the sampling method in the case of aflatoxin(AF) inspection of a granular peanut and corn
was tried using OC curve drawn from the negative binomial distribution function.
Till September, 2011, the AF regulation value of our country and the amount of samples in the case of aninspection of were 10 ppb as AFB1 and 1 kg.
On this condition, the ratio of decreased AF was estimated at 36.9 % in the peanut. The consumer’s risk
and the processor’s risk were estimated at 6.7 % and 2.1 %, respectively. In the corn, the ratio of decreased
AF was estimated at 83.0 %. The consumer’s risk and the processor’s risk were estimated at 8.8 % and 4.6%, respectively.
The author proposed increasing the quantity of the amount of samples of a peanut and corn to not lessthan 3 kg to the Ministry of Health, Labour and Welfare through The mycotoxin testing method assessment
committee.
From October, 2011, the ministry replaced the conventional AF regulation value with AFB1, and changed it
into AF B1+B2+G1+G2 and 10 ppb.
Moreover, the quantity of the amount of samples of both agricultural products was increased to 5 kg.
On the exchanged condition, in the peanut, the ratio of decreased AF was estimated at 58.9 %, and theconsumer’s risk and the producer risk were estimated at 6.6 % and 3.3 %, respectively.
In corn, the ratio was estimated at 94.9 % and the consumer’s risk and the producer risk were estimated at
4.5 % and 4.7 %, respectively.
A large improvement result is expected from these statistical estimation values.
Key words: Aflatoxin inspection, Sampling, OC-curve, Negative binomial distribution, Consumer’s risk,
Processor’s risk

＊ Nagoya University of Art and Sciences65