24.09.2013 Views

Mikrobiologiska provtagningsplaner och kriterier ... - Svensk Mjölk

Mikrobiologiska provtagningsplaner och kriterier ... - Svensk Mjölk

Mikrobiologiska provtagningsplaner och kriterier ... - Svensk Mjölk

SHOW MORE
SHOW LESS

Create successful ePaper yourself

Turn your PDF publications into a flip-book with our unique Google optimized e-Paper software.

EN RAPPORT FRÅN SVENSK MJÖLK FORSKNING Rapport nr: 7082-P<br />

2009-06-15<br />

<strong>Mikrobiologiska</strong> <strong>provtagningsplaner</strong><br />

<strong>och</strong> <strong>kriterier</strong> - vägledning <strong>och</strong><br />

rekommendationer för tillämpning<br />

Anders Christiansson


<strong>Mikrobiologiska</strong> <strong>provtagningsplaner</strong> <strong>och</strong><br />

<strong>kriterier</strong> - vägledning <strong>och</strong> rekommendationer<br />

för tillämpning<br />

Anders Christiansson<br />

Sammanfattning<br />

I förordning (EG) 2073/2005 om mikrobiologiska <strong>kriterier</strong> för livsmedel<br />

föreskrivs mikrobiologiska <strong>provtagningsplaner</strong> som ska användas för att de<br />

mikrobiologiska <strong>kriterier</strong>na ska kunna tillämpas på ett enhetligt sätt. Dessa<br />

<strong>provtagningsplaner</strong> kan vara svåra att förstå (n, m, M <strong>och</strong> c) <strong>och</strong> därmed<br />

försvåras deras tillämpning. I denna rapport ges en förklaring över viktiga<br />

begrepp. Statistiken bakom <strong>provtagningsplaner</strong>na <strong>och</strong> <strong>kriterier</strong>na förklaras <strong>och</strong><br />

simuleringar har utförts för att illustrera analysresultat som erhålls under olika<br />

hög kontaminationsfrekvens för mejeriprodukter.<br />

Mejeriernas gemensamma tolkning av minimikravet för att uppfylla <strong>kriterier</strong>na<br />

inklusive <strong>provtagningsplaner</strong> förklaras också. För att kunna tillämpa<br />

provtagningsplanen måste storleken på ett livsmedelsparti (en batch)<br />

definieras, d.v.s. en grupp eller samling identifierbara produkter som erhålls<br />

från en viss process under praktiskt taget identiska förhållanden <strong>och</strong> som<br />

framställs under en fastställd produktionsperiod. Processhygien<strong>kriterier</strong>na är<br />

till för att långsiktigt kunna visa att processen är under kontroll. Baserat på<br />

rapporten definieras partiet som produktionen för en given förpackningsmaskin<br />

eller processlinje under en vecka. Ett processhygienkrav med n=5 <strong>och</strong><br />

c=2 enligt förordningen om mikrobiologiska <strong>kriterier</strong> har översatts till att minst<br />

5 prover ska tas under veckan fördelat över dagarna <strong>och</strong> att 100% av veckans<br />

proverna ska understiga M men 40% får överstiga m för en given förpackningsmaskin<br />

eller processlinje. De provtagningsfrekvenser som anges i branchriktlinjen<br />

är minimifrekvenser som kan tillämpas för en produktion som är under<br />

styrning. Fler prover kan tas ut för linjer som är hårdast belastade <strong>och</strong> antalet<br />

positiva prover uttrycks då i % av samtliga uttagna.<br />

Fördelen med att fördela proverna över flera dagar är att en signal ges snabbare<br />

<strong>och</strong> till lägst kostnad om processhygienen skulle försämras. Normalt sett är<br />

sannolikheten för att få utslag med 3 eller flera prover per vecka mycket låg för<br />

flertalet parametrar. Två eller flera fynd av återkontamination under en vecka<br />

är ett tecken på att processhygienen försämrats <strong>och</strong> att detta bör följs upp. Det<br />

är inte ekonomiskt rimligt att ta fem prover per maskin <strong>och</strong> dag om inte<br />

uppenbara problem föreligger <strong>och</strong> resultatens användbarhet motsvarar inte<br />

kostnaden. En alternativ metod med uttag av ett prov med fem delprov vid en<br />

dag per vecka medför längre fördröjning i analyssvaren. Det är lättare att förstå<br />

andelen prover uttryckta i % i förhållande till kriteriegränserna än som n=5,<br />

c=2. Termerna m, M, n <strong>och</strong> c är abstrakta för produktionspersonalen.<br />

1


Inledning<br />

I förordning (EG) 2073/2005 om mikrobiologiska <strong>kriterier</strong> för livsmedel<br />

föreskrivs mikrobiologiska <strong>provtagningsplaner</strong> som ska användas för att de<br />

mikrobiologiska <strong>kriterier</strong>na ska kunna tillämpas på ett enhetligt sätt (1).<br />

Provtagningsplanerna kan vara ganska svåra att förstå <strong>och</strong> därmed försvåras<br />

deras tillämpning. I detta dokument ges en förklaring över viktiga begrepp som<br />

krävs för förståelsen. Mejeriernas gemensamma tolkning av minimikravet för<br />

att uppfylla <strong>kriterier</strong>na inklusive <strong>provtagningsplaner</strong> förklaras också.<br />

Bedömningarna i <strong>kriterier</strong>na grundar sig inte på ett enstaka analysvärde utan<br />

flera analyser görs för att öka säkerheten, eftersom analysvärdena varierar<br />

mellan upprepade analyser. Två typer av <strong>provtagningsplaner</strong> används. För<br />

livsmedelssäkerhets<strong>kriterier</strong>na används tvåklass-planer där n anger antalet<br />

enheter av provet som ska tas ut <strong>och</strong> m anger den halt som inte får överskridas.<br />

Ofta anges frihet i 10 eller 25 g. Antalet prover (n) är större vid allvarligare<br />

faror. För processhygien<strong>kriterier</strong>na används treklass-planer där n anger antalet<br />

prover som tas ut, m den halt som det är önskvärt att inte överstiga, M den halt<br />

som inte bör överskridas <strong>och</strong> c det antal prover som får överstiga m men inte<br />

M. För att kunna tillämpa <strong>kriterier</strong>na är det viktigt att definiera en batch (ett<br />

parti), d.v.s. en grupp eller samling identifierbara produkter som erhålls från<br />

en viss process under praktiskt taget identiska förhållanden <strong>och</strong> som framställs<br />

under en fastställd produktionsperiod.<br />

I denna rapport redovisas konsekvenser av att välja olika definitioner av en<br />

batch ifråga om utfall av analysresultat <strong>och</strong> deras tolkning. Statistiken bakom<br />

<strong>provtagningsplaner</strong>na <strong>och</strong> <strong>kriterier</strong>na förklaras <strong>och</strong> simuleringar har utförts för<br />

att illustrera analysresultat som erhålls under olika hög kontaminationsfrekvens<br />

för mejeriprodukter. Simuleringarna har utförts i @Risk för Excel, ver<br />

5.1 (Palisade Corp., N.Y., USA.). Exempel från olika anläggningar används som<br />

motiv för den tillämpning av <strong>provtagningsplaner</strong>na som rekommenderas i<br />

branschriktlinjen.<br />

Variation i analysresultat<br />

I samband med provtagning <strong>och</strong> analys av mikroorganismer förekommer alltid<br />

en viss variation i analysresultat vid upprepad analys av samma provtagningsobjekt.<br />

Detta beror på flera faktorer såsom processvariationer, slumpvariation<br />

vid provtagning (spridningen runt medelvärdet är ofta men inte alltid normalfördelad,<br />

heterogenitet kan förekomma), slumpvariation vid plattspridning<br />

(mikroorganismer i ett prov anses oftast vara Poissonfördelade), variation<br />

mellan olika laboranter, pipetteringsfel m.m.<br />

Figur 1 visar ett exempel på simulering av slumpmässig variation i analysresultat<br />

vid upprepad provtagning från samma provkälla (medelvärdet för halt<br />

bakterier är 100/g (log 2,0/g), standardavvikelse 0,6 logenheter för processvariation<br />

<strong>och</strong> provuttaget <strong>och</strong> standardavvikelse 0,25 logenheter för analysvärdet.<br />

Figuren kan representera t.ex. halten av E. coli i ost under ett år när<br />

produktionshygienen är mycket 0tillfredställande.<br />

2


Log cfu/g<br />

4.00<br />

3.50<br />

3.00<br />

2.50<br />

2.00<br />

1.50<br />

1.00<br />

0.50<br />

Dålig hygien<br />

0.00<br />

0<br />

-0.50<br />

50 100 150 200<br />

Dag nr<br />

250 300 350 400<br />

Figur 1 Simulerad variation i analysresultat för E. coli i ost med medelvärde 100/g inklusive<br />

variationsorsaker i osten <strong>och</strong> variation p.g.a. analysmetoden. Övre feta linjen: M, nedre: m.<br />

För samma osttillverkning skulle värden från < 1 cfu/g (log 0/g) upp till<br />

5000/g (log 3.7/g) kunna erhållas, men flertalet analysresultat skulle ligga<br />

mellan 30 <strong>och</strong> 300 cfu/g (log 1,5 – 2,5/g). Hälften av analysvärdena skulle<br />

överstiga 100/g, vilket är det gränsvärde för E. coli i ost som det är önskvärt att<br />

inte överskrida om processhygienen är god (m= log 2), enligt de<br />

mikrobiologiska <strong>kriterier</strong>na i förordning (EG) 2073/2005. I <strong>kriterier</strong>na anges<br />

också en övre gräns log 3/g (M=log 3) vilken inte bör överskridas. Det är därför<br />

viktigt att känna till <strong>och</strong> ta hänsyn till analysvariationen när kvalitetsanalyser<br />

används för bedömning av mikrobiologiska <strong>kriterier</strong>. För att säkert ligga under<br />

kriteriegränserna krävs att medelvärdet på produktionen är lägre med en<br />

tillräcklig säkerhetsmarginal. Men förordningen tar hänsyn till dessa<br />

variationskällor förekommer genom att ange att 2 av 5 prover får överskrida m<br />

men inte M (se nedan).<br />

3


Log cuf/g<br />

3.50<br />

3.00<br />

2.50<br />

2.00<br />

1.50<br />

1.00<br />

0.50<br />

-1.00<br />

-1.50<br />

Bra hygien<br />

0.00<br />

0<br />

-0.50<br />

50 100 150 200 250 300 350 400<br />

Figur 2. Variation i simulerade analysresultat för ost med medelvärde 10/g inklusive variation i osten <strong>och</strong><br />

variation p.g.a. analysmetoden. Övre feta linjen: M, nedre: m.<br />

Dag<br />

Figur 2 visar samma sak men nu med förbättrad hygien med medelvärdet 10/g<br />

(log cfu/g =1,0), med samma standardavvikelser som i fig 1. Vid denna<br />

hygiennivå kommer värdet m (log 2) sällan att överskridas <strong>och</strong> värdet M (log 3)<br />

överskrids inte. Vid ytterligare hygienförbättringar sänks medelvärdet<br />

ytterligare <strong>och</strong> risken att överskrida <strong>kriterier</strong>na elimineras då.<br />

Exempel från ett ostmejeri:<br />

Enterobacteriacae analyserades dagligen för färsk ost, med ett prov per<br />

ystning. Endast ett prov under 4 månader översteg detektionsgränsen för<br />

metoden (10-50/gram beroende på sammanslagning av vissa prover till ett<br />

samlingsprov före analys). Värdet var 80/g. Inget värde översteg 100/g.<br />

Eftersom E. coli ingår i gruppen Enterobacteriaceae så uppfylldes också<br />

kriteriet för E. coli i ost enligt förordningen. Processen är under god kontroll,<br />

<strong>och</strong> risken att något värde ska överskrida 100/g är mycket liten.<br />

Provtagningsplaner<br />

A. Tvåklassplaner<br />

Vid analys av patogena bakterier är det viktigt att kunna påvisa förekomst i låga<br />

halter i livsmedel. Chansen att hitta bakterien ökar med provets storlek.<br />

Dessutom kan flera (del)prover av samma storlek tas ut <strong>och</strong> analyseras. För<br />

salmonella i mjölkpulver gäller t.ex. provtagning med 5 delprover om 25 g, som<br />

analyseras var för sig. Kravet är att Salmonella inte får påvisas i något delprov.<br />

Detta är en s.k. tvåklassplan med n=5 (antal prover), m=0.04/g (negativt i 25<br />

g) <strong>och</strong> c=0 (ingen förekomst i något prov). Om halten är låg så är också<br />

sannolikheten för fynd av salmonella i det enskilda delprovet lågt (Fig. 3).<br />

4


Figur 3. Sannolikheten för att godkänna ett livsmedelsparti beroende på andelen kontaminerade delprover<br />

(proportion defective).<br />

Beräkningarna för kurvor som i figur 3 bygger på beräkningar med<br />

binomialfördelningen för det antal delprov (t.ex. n=5) <strong>och</strong> den andel sant<br />

kontaminerade prover (proportion defective i figuren; pd-värde) som ska<br />

beräknas. P acceptance (Pacc) visar sannolikheten vid uttag av 5 prov att alla<br />

dessa är fria från kontamination. För varje pd-värde beräknas med hjälp av<br />

binomialfördelningen sannolikheten för frånvaro av fynd i alla delproven, se<br />

exempel i Figur 4. Pacc d.v.s. sannolikheten att få noll positiva prov är 33%.<br />

Det framgår av figuren att med 5 delprov <strong>och</strong> med andelen kontaminerade<br />

prover pd=0,2 så kan analysresultatet variera åtskilligt. Antalet positiva<br />

delprover kan variera mellan 0 <strong>och</strong> 4 med olika stor sannolikhet. Det mest<br />

sannolika utslaget är ett positivt delprov (41% sannolikhet).<br />

0.45<br />

0.40<br />

0.35<br />

0.30<br />

0.25<br />

0.20<br />

0.15<br />

0.10<br />

0.05<br />

0.00<br />

-1<br />

0<br />

Binomial(5; 0.2)<br />

1<br />

2<br />

3<br />

4<br />

5<br />

6<br />

67.2%<br />

-0.700 0.500<br />

Figur 4. Sannolikheten för olika utslag för binomialfördelningen när pd är 0,2 <strong>och</strong> n=5. Sannolikheten för att<br />

få noll som utslag i alla delprover är 32,8 %.<br />

Observera att hög chans för underkännande (låg Pacc) blir det först vid ganska<br />

höga andelar kontaminerade delprover (pd> 0,4) se figur 3. Låg frekvens av<br />

kontamination upptäcks sällan (t.ex. vid pd=0,1). En förutsättning för att<br />

tillämpa bionomialfördelningen är att bakterierna är slumpmässigt fördelade i<br />

provet (pd är konstant) <strong>och</strong> att fördelningen i delproverna är oberoende av<br />

varandra.<br />

5


Genom analys av ett ökat antal delprover kan man öka sannolikheten att finna<br />

t.ex. Salmonella (Figur 5). Av naturliga skäl används <strong>provtagningsplaner</strong> med<br />

utökat antal provenheter (n>5) endast när särskilda behov föreligger.<br />

Figur 5. Sannolikheten för att upptäcka <strong>och</strong> avvisa ett livsmedelsparti beroende på den sanna andelen<br />

kontaminerade delprover (proportion defective) <strong>och</strong> antalet analyserade delprover (n).<br />

Vid pd=0,2 är sannolikheten att godkänna partiet 33% med 5 delprover, 11%<br />

med 10 delprover men endast 1% vid 20 delprover. Som framgår av Figur 5<br />

finns risken att ett parti accepteras vid låg kontaminationsfrekvens även med<br />

utökat antal delprov. Det strängaste kravet för salmonella i mjölkpulver till<br />

modersmjölksersättning till spädbarn i förordningen är n=30 (i 25 delprover),<br />

c=0.<br />

B. Treklassplaner<br />

Treklassplaner används i situationer där bedömningen är mindre kritisk än för<br />

patogena bakterier, t.ex. för processhygien<strong>kriterier</strong>. När processhygienen<br />

utvärderas finns det inga krav på att återkalla produkter eller stoppa processen,<br />

som vid hälsofara, men hygienbrister ska åtgärdas. Bedömningen i <strong>kriterier</strong>na<br />

kan därför vara mindre sträng.<br />

Effekten av att införa ett värde c illustreras i figur 6, som gäller för<br />

tvåklassplaner. Ju fler prover (c) som tillåts överstiga m, desto mindre<br />

stringent blir provtagningsplanen, d.v.s. desto större chans är det att en<br />

livsmedelsbatch accepteras vid en given kontaminationsfrekvens. I<br />

tvåklassplaner värderas inte hur mycket m överskrids, bara andelen prover som<br />

överskrider m.<br />

I treklassplaner införs ytterligare ett selektionskriterium för livsmedelspartiet,<br />

nämligen M. Om alla analysresultat understiger m är hygienen<br />

tillfredsställande <strong>och</strong> om något värde överstiger M betecknas hygienen som<br />

otillfredsställande. Av n analysresultat tillåts c stycken att överstiga gränsen m<br />

(godtagbart med anmärkning) men inte M (otillfredsställande).<br />

6


Figur 6 OC-kurvor för olika antal delprov (n) <strong>och</strong> olika <strong>kriterier</strong> för acceptans (c) för tvåklassplaner.<br />

Acceptanskurvor för treklassplaner är tredimensionella <strong>och</strong> bygger<br />

multinomialfördelningen eftersom sannolikheten för acceptans bygger både på<br />

andelen värden över M (pd, ”proportion defective”) <strong>och</strong> på andelen i intervallet<br />

m till M (pm, ”proportion marginally defective), se figur 7. Det är vanligt att n=5<br />

<strong>och</strong> c=2 används i <strong>provtagningsplaner</strong>na i EU-förordningen. Sannolikheten att<br />

provet godkänns (Pacc) kan beräknas för olika värden av pm <strong>och</strong> pd med hjälp av<br />

ICMSF’s räkneark (2) som finns tillgängligt på internet. Ytterligare information<br />

om provtagning för mikrobiologisk analys finns i ref (3).<br />

Figur 7 OC-kurvor för treklassplan med n=5 <strong>och</strong> c=2.<br />

Med ICMSFs räkneark kan också Pacc beräknas för olika två- <strong>och</strong><br />

treklassplaner vid givet medelvärde <strong>och</strong> standardavvikelse för<br />

livsmedelsbatchen under förutsättning att analysdata är normalfördelade.<br />

Figur 8 visar hur P (accept) varierar i en treklassplan när den sanna halten<br />

bakterier/g i batchen antar olika värden <strong>och</strong> när standardavvikelsen för<br />

medelvärdet är 0.65 log-enheter. I figuren är m=log 2 cfu/g <strong>och</strong> M=log 3 cfu/g.<br />

Med ökande halt sjunker P (accept) alltmer brant när halten M närmar sig.<br />

7


Större värde på c medför att fler analysresultat mellan m <strong>och</strong> M accepteras <strong>och</strong><br />

leder till ökad sannolikhet för acceptans. Genom denna konstruktion tas en viss<br />

hänsyn till osäkerheten på grund av variationen i analysresultat.<br />

Sannolikhet för acceptans<br />

Provtagningsplan n=5 m=2 M=3, sdev = 0.65<br />

1.2<br />

1<br />

0.8<br />

0.6<br />

0.4<br />

0.2<br />

0<br />

-3 -2 -1 0 1 2 3 4 5 6<br />

Log cfu/g<br />

8<br />

3-klass c=2<br />

3-klass c=1<br />

3-klass c=0<br />

Figur 8. Inverkan av värdet på c med avseende på P(accept) vid ökande bakteriehalt.<br />

Sammanställning av data om återkontamination<br />

vid några olika mejerier<br />

Nedanstående redovisning bygger på analysresultat (baserade på ett eller flera<br />

prov per provtagningstillfälle) från olika mejerier med avseende på frekvensen<br />

återkontamination av pastöriserad mjölk med Gramnegativa bakterier.<br />

Analysmetoderna skiljer sig något åt i detaljerna men bygger på inkubering av<br />

hela mjölkförpackningar vid 20-25°C ett dygn <strong>och</strong> sedan detektion av tillväxt av<br />

gramnegativa bakterier genom utstryk eller spridning på VRBGA (mejeri A <strong>och</strong><br />

B). För en närmare beskrivning av metoden se (4). Mejeri C analyserade<br />

Enterobacteriaceae genom plattspridning efter kylförvaring till bäst föredagen.<br />

Alla kolonier räknades oavsett färg. Därför fångas även gramnegativa<br />

bakterier i stort sett även med denna metod.<br />

Tabell 1. Mejeri A. K-mjölk, Enterobacteriaceae förinkuberat prov 20°C, spridning på VRBGA<br />

Maskin Antal Antal pos frekvens<br />

1 167 1 0.006<br />

2 105 0 0.000<br />

3 61 0 0.000<br />

4 105 10 0.095<br />

5 238 4 0.017<br />

6 60 0 0.000<br />

7 122 0 0.000<br />

8 235 0 0.000<br />

Summa 1093 15 0.014<br />

Tid: 4 månader, mejeriinternt kriterium mer än 90% godkända under en<br />

månad. Slumpmässig återkontamination utan systematik förekom. Andelen<br />

prover med återkontamination varierade från 0% <strong>och</strong> upp till 9,5% beroende


på förpackningsmaskin. Den genomsnittliga återkontaminationsfrekvensen för<br />

alla maskiner var 1,4% av proverna.<br />

Tabell 2. Mejeri B. K-mjölk, gramnegativa bakterier, förinkuberat prov, ytspridning på VRBGA<br />

Maskin Frekvens<br />

1 0.297<br />

2 0.069<br />

3 0.02<br />

4 0.128<br />

5 0.269<br />

6 0.016<br />

7 0.012<br />

medel 0.116<br />

Tid 2 månader, mejeriinternt kriterium minst 90% godkända. Maskin 1, 4 <strong>och</strong> 5<br />

hade en högre återkontaminationsfrekvens än de övriga, som låg på samma<br />

nivå som maskinerna vid mejeri A.<br />

Tabell 3. Mejeri C. K-mjölk, Enterobacteriaceae efter förvaring till bäst före-dagen<br />

Antal Antal pos. Frekvens<br />

Bäst före-dag(mittenpaket) 156 5 0.032<br />

1a-paket b.f.-dag 187 12 0.064<br />

Enterobact direkt Flera månader alltid negativt res.<br />

Tid 2 månader, prover tagna från enstaka förpackningsmaskin. Även här var<br />

återkontaminationsfrekvensen mycket låg. En ökad känslighet erhölls genom<br />

att analysera första paket i produktionen. Genom att studera fördelningen av<br />

återkontaminationstillfällena i tiden kunde det konstateras att<br />

återkontamination skedde i huvudsak omedelbart efter helgerna.<br />

Observera att analyskänsligheten för gramnegativmetoden <strong>och</strong><br />

Enterobacteriaceae-metoden är mycket olika. Enterobacteriacae-metoden<br />

enligt de mikrobiologiska <strong>kriterier</strong>na har m< 1 cfu/ml, M=5/cfu/ml, n=5 <strong>och</strong><br />

c=2. d.v.s. mjölken får innehålla upp till 1 cfu/ml av Enterobacteriaceae för<br />

nyförpackad mjölk. Gramnegativmetoden har en detektionsgräns som beror på<br />

förpackningsvolymen, ofta 1 cfu per liter. Den senare detektionsgränsen är<br />

mycket mera relevant än den första, eftersom återkontamination av gramnegativa<br />

bakterier (oftast Pseudomonas, som kan tillväxa under kylförvaring av<br />

mjölken) sker med enstaka bakterier per förpackning (4). Enterobacteriaceae<br />

tillväxer mera sällan i kyla <strong>och</strong> detektionsnivån runt 1/ml är alldeles för hög.<br />

Detta förklarar att mejeri C vid direktanalys av Enterobacteriaceae inte gjorde<br />

något fynd under flera månaders tid, men väl påvisade bakterier efter kylförvaring<br />

till bäst före-dagen.<br />

Figur 9 visar en jämförelse mellan analysresultat för k-mjölk med gramnegativmetoden<br />

(10 förpackningar/dag) <strong>och</strong> ordinarie analys av Enterobacteriaceae<br />

(ett prov/dag) vid ett mejeri under en period av kvalitetsproblem. Y-axelns<br />

skala anger både antal positiva prov av 10 för gramnegativmetoden <strong>och</strong> halten<br />

Enterobacteriaceae/ml. Figuren visar tydligt gramnegativmetodens<br />

överlägsenhet att tidigt upptäcka förekomst återkontamination. Analysresultat<br />

för Enterobacteriaceae översteg 1 cfu/ml endast vid 1 tillfälle <strong>och</strong> 1/ml<br />

9


tangerades vid 4 tillfällen. För gramnegativmetoden var 4 eller flera<br />

förpackningar positiva (>40%) vid 10 av 51 dagar med positiva delprover.<br />

Figur 9. Jämförelse mellan analys av inkuberat prov för gramnegativa bakterier (antal positiva prover av 10)<br />

<strong>och</strong> analysresultat för Enterobacteriaceae (cfu/ml, se staplar med pilar).<br />

Figuren visar tydligt att bedömning av Enterobacteriaceae i nyproducerad kmjölk<br />

enligt <strong>kriterier</strong>na i förordningen (n=5, c=2, m


Figur 10. Förekomst av återkontamination (1) under 60 dagar för en väl fungerande förpackningsmaskin<br />

Återkontamination<br />

1<br />

0<br />

1 4 7 10 13 16 19 22 25 28 31 34 37 40 43 46 49 52 55 58 61<br />

Dag nr<br />

Genomsnittlig halt återkontaminanter i mjölken: 0,027 per förpackning (oftast<br />

en liter) (beräknat som MPN (mest sannolika antal) med hjälp av samtliga<br />

positiva/negativa förpackningar under perioden). Vid en av dagarna med fynd<br />

var mjölken från en produkttank kontaminerad. 5 av 6 paket var då positiva. I<br />

de två övriga fallen rörde det sig om 1 positivt prov bland 6 paket. Den<br />

slumpmässigt förekommande återkontaminationsfrekvensen ligger på nivån<br />

1/0,03 d.v.s. cirka 1 per 33 förpackningar.<br />

Antag att man följer en provtagningsplan enligt Enterobacteriaceae-<strong>kriterier</strong>na<br />

för k-mjölk (n=5, c=2, m=1/ml, M=5/ml där delprov om 1 ml prov tas ut från 5<br />

förpackningar dagligen, <strong>och</strong> att den genomsnittliga halten är<br />

0,027/förpackning (p d). Chansen för fynd vid en delprovsvolym om 1 ml är<br />

närmast obefintlig. Antag i stället att gramnegativa bakterier används som<br />

(företagsinternt) mikrobiologiskt kriterium för k-mjölk med n=5 mjölkpaket<br />

<strong>och</strong> c=2 <strong>och</strong> att positivt fynd avser växt i ett k-mjölkspaket. Detta motsvarar ett<br />

krav att max 40% (2 av 5 paket) får innehålla gramnegativa bakterier.<br />

Beräkningarna nedan är allmängiltiga <strong>och</strong> kan också tillämpas på alla<br />

treklassplaner även där m <strong>och</strong> M anges som bakteriehalt. I vårt fall är m=0<br />

positiva förpackningar <strong>och</strong> M=3 eller flera positiva förpackningar.<br />

Antag att gramnegativmetoden används med n=5 <strong>och</strong> provvolymen är 1 l.<br />

Sannolikheten att hitta ett prov där 3 eller flera av 5 delprover blir positiva vid<br />

p d = 0,027 kan beräknas med binomialfördelningen till 0,02%, d.v.s.<br />

provtagning med 5 delprover per dag är meningslös ur resurssynpunkt vid låg<br />

återkontaminationsfrekvens även med gramnegativmetoden. Den enstaka<br />

dagen när 5 av 6 paket var kontaminerade hade kunnat identifieras, men detta<br />

förändrar inte bilden av att produktionen ur övergripande synpunkt var under<br />

kontroll <strong>och</strong> då är inte 5 prover per dag motiverat av kostnadsskäl.<br />

Exempel 2 (se Figur 11, sidan 12)<br />

Förpackningsmaskin med relativt hög återkontaminationsfrekvens (36% av<br />

förpackningarna enligt gramnegativmetoden). Antal analyserade paket per dag<br />

11


var oftast 8-12, undantagsvis 5 eller max 13. Fynd gjordes av en eller flera<br />

positiva förpackningar vid 43 av 50 testdagar.<br />

Figur 11. Förekomst av återkontaminerade förpackningar (1) under 60 dagar för en förpackningsmaskin<br />

som fungerar otillfredsställande.<br />

Återkontamination<br />

1<br />

0<br />

1 4 7 10 13 16 19 22 25 28 31 34 37 40 43 46 49 52 55 58 61<br />

Dag nr<br />

Genomsnittlig halt återkontaminanter: 0,43 per förpackning (MPN, oftast per<br />

liter). Observera den mycket låga genomsnittliga återkontaminationsgraden<br />

(mindre än 1 cfu/förpackning). Provtagningsplan enligt Enterobacteriacae<strong>kriterier</strong>na<br />

(3 eller flera prover om 1 ml positiva med < 5/ml <strong>och</strong> inget delprov<br />

med>5/ml) skulle även i detta fall ha för låg känslighet.<br />

Vilken återkontaminationsfrekvens krävs för att<br />

få tre eller flera positiva prover av fem?<br />

0.40<br />

0.35<br />

0.30<br />

0.25<br />

0.20<br />

0.15<br />

0.10<br />

0.05<br />

0.00<br />

-1<br />

0<br />

Binomial(5; 0.36)<br />

1<br />

2<br />

3<br />

4<br />

5<br />

6<br />

0.6<br />

0.5<br />

0.4<br />

0.3<br />

0.2<br />

0.1<br />

0.0<br />

-1<br />

0<br />

Binomial(5; 0.89)<br />

1<br />

2<br />

3<br />

4<br />

12<br />

5<br />

6<br />

0.9<br />

0.8<br />

0.7<br />

0.6<br />

0.5<br />

0.4<br />

0.3<br />

0.2<br />

0.1<br />

0.0<br />

-0.2<br />

0.0<br />

Binomial(5; 0.03)<br />

40.9%<br />

1.4000<br />

25.1%<br />

1.1%<br />

2.500<br />

98.9%<br />

5.600<br />

85.9% 13.3% ><br />

0.800 1.100 Figur<br />

12. Sannolikheten att finna 0-5 positiva prover när 36, 89 respektive 3% av proverna är kontaminerade.<br />

Sannolikheten för att finna 3 eller flera positiva prover av 5 (om positivt avser<br />

t.ex. fynd av gramnegativa bakterier i en förpackning) med pd= 0,36 (andel<br />

kontaminerade förpackningar) kan beräknas ur binomialfördelningen till 25%<br />

(Figur 12). Figuren till vänster visar sannolikheten för olika antal positiva<br />

prover när pd är 0,36 <strong>och</strong> 5 prover tas. Vid det enskilda tillfället kan allt mellan<br />

0 <strong>och</strong> 5 positiva prover erhållas beroende på slumpen. Men chansen att inte<br />

hitta något positivt prov är bara 10%. Om pd=0,89 så är chansen att finna 3<br />

0.2<br />

0.4<br />

0.6<br />

0.8<br />

1.0<br />

1.2


eller flera positiva delprover 98,9%. Vid pd =0,03 <strong>och</strong> 5 delprov så är chansen<br />

att inte få något positivt prov 85,9%, chansen att få ett positivt delprov 13,9 %<br />

<strong>och</strong> chansen att få 2 positiva delprover 0,8% (jämför resonemanget ovan om<br />

maskinen i figur 10, exempel 1). Figur 13 visar en jämförelse mellan<br />

sannolikheten att få mer än två positiva delprover av fem <strong>och</strong> sannolikheten att<br />

få positivt värde vid uttag av ett enda prov vid olika värden för pd. Chansen att<br />

få utslag med 5 provsmetoden blir större än med ett prov när pd överstiger 0,5,<br />

men skillnaden är inte dramatisk.<br />

Figur 13 Sannolikhet att få 2 eller flera positiva delprover av fem, jämfört med sannolikheten att få positivt<br />

utslag vid uttag av ett prov<br />

Simulering av utfall vid varierande<br />

återkontaminationsfrekvens<br />

Resonemanget i figur 12 gäller om man anser att pd är konstant under hela<br />

provtiden. Figur 9 <strong>och</strong> 14 visar att så inte är fallet. Data från mejerilinjerna<br />

ovan tyder på antingen att ett eller flera slumpmässigt förhöjda värden<br />

observeras vid enstaka dagar (figur 10) eller att långsamt stigande värden<br />

uppträder i en trend över en längre tid som i figur 9 <strong>och</strong> 14. Enstaka<br />

slumpmässigt höjda värden är inte möjliga att upptäcka <strong>och</strong> är inte heller<br />

intressanta, såvida de inte överstiger M. De kan bero på tillfällig kontamination<br />

eller på höga värden på grund av slumpen. Ökande värden i en trend är det<br />

däremot önskvärt att upptäcka.<br />

13


Figur 14. Variation i andelen kontaminerade förpackningar (P d) i en förpackningsmaskin över tiden under en<br />

period med hygienproblem.<br />

1.20<br />

1.00<br />

0.80<br />

0.60<br />

0.40<br />

0.20<br />

0.00<br />

Andel kontaminerade förpackningar maskin 3<br />

1 3 5 7 9 11 13 15 17 19 21 23 25 27 29 31 33 35 37 39 41 43 45 47<br />

Dag<br />

14<br />

prop defekta<br />

Figur 14 visar att andelen positiva förpackningar vid en förpackningsmaskin<br />

med hygienproblem varierade mellan 0-100% för olika dagar. Under dag 27-33<br />

var andelen kontaminerade förpackningar 0,7-1,0.<br />

Hur ofta är det rimligt att provta en förpackningsmaskin? Exemplen i figur 12<br />

ovan visar att provtagning varje dag med minst 5 prover inte är meningsfull vid<br />

låg återkontaminationsfrekvens medan vid mycket hög frekvens så fångas<br />

återkontaminationen nästan alltid. Svaret måste bli en optimering mellan<br />

kostnad <strong>och</strong> nytta. Figur 14 visar att andelen kontaminerade förpackningar kan<br />

stiga från 0,6 till 1,0 på en 5-dagarsperiod, d.v.s. relativt snabbt.<br />

Figur 15 visar utfallet av olika provtagningsstrategier under 30-dagarsperioder<br />

genom simulering i @Risk. Simuleringarna baseras på varierande dagliga pdvärden<br />

(andel återkontaminerade förpackningar) med periodvisa stigningar<br />

med liknande hastighet som i figur 14. Figuren visar exempel på sex olika<br />

upprepningar (iterationer) av simuleringsförloppet. Tre olika provtagningsstrategier<br />

har prövats:<br />

a) provtagning med 5 prover varje dag,<br />

b) uttag av 5 prover under endast en dag per vecka (5-dagarsperiod) <strong>och</strong><br />

c) uttag av ett prov per dag under alla dagar i 5-dagarsperioden.<br />

Antalet positiva analyser per dag har simulerats med binomialfördelningen<br />

med aktuellt pd-värde <strong>och</strong> n=5 för alternativ a) <strong>och</strong> b). Vid alternativ c) har<br />

dagligt pd-värde <strong>och</strong> n=1 simulerats med bionomialfördelningen <strong>och</strong> bedömts i<br />

en provtagningsplan med n=5, c=2 efter 5 dygn. Önskvärt utslag är att oavsett<br />

provtagningsstrategi så ska antalet positiva prover vara tre eller flera vid en<br />

kontaminationsgrad (pd-värde) som överstiger 0,4, samt att antalet positiva<br />

prover ska vara två eller färre vi pd


det beskrivna scenariot ger fem prov varje dag (strategi a) inte en bättre bild av<br />

kontaminationsläget än fem prov en dag per vecka (strategi b). Daglig<br />

provtagning med 5 prover innebär mycket slumpbrus. Fem prover tagna med<br />

ett per dag ger en något sämre prediktion än ett prov om fem taget vid samma<br />

dag, men skillnaden är inte stor.<br />

Figur 15. Simulering av 30 analysdagar med olika provtagningsvarianter av treklassplan med n=5 <strong>och</strong> c=2.<br />

En konstant återkontaminationsprofil (skalan till höger <strong>och</strong> svart heldragen linje) användes. 6 olika<br />

upprepningar av samma scenario visas.<br />

15


För att undersöka effekten av de olika provtagningsalternativen har 1000<br />

iterationer av 30 dagars simulering genomförts med en <strong>och</strong> samma<br />

(ovanstående) kontaminationsprofil. För varje iteration har enligt de olika<br />

strategierna den ”sanna” återkontaminationsfrekvensen Pd jämförts med i vad<br />

mån simuleringsutfallet i de olika <strong>provtagningsplaner</strong>na ger ”rätt signal” (mer<br />

än 2 positiva delprover av 5) när Pd-värdet överstiger 0,4 (motsvarar högsta<br />

tillåtna andelen prover mellan m <strong>och</strong> M enligt <strong>kriterier</strong>na i förordningen).<br />

Utvärderingen har skett per 30-dagarsperiod. Detta innebär 30<br />

bedömningstillfällen vid analys enligt alternativ a) <strong>och</strong> sex tillfällen vid<br />

alternativ b) <strong>och</strong> c). Figur 16 visar den procentuella fördelningen av antalet<br />

”korrekta” signaler med de olika <strong>provtagningsplaner</strong>na räknat per 30 dagar i<br />

1000 iterationer. Prover med återkontaminationsfrekvens > 0,4 förekom under<br />

drygt 3 perioder om 5 dagar.<br />

16


Figur 16. Simulering av antalet "korrekta" varningssignaler (>2 positiva prover av 5 vid sann frekvens<br />

kontamination >0.4) när olika provtagningsstrategier används över en 30-dagarsperiod baserat på<br />

kontaminationsprofilen i figur 15. Figurerna visar den procentuella fördelningen av erhållna utslag baserat<br />

på 1000 iterationer.<br />

A B<br />

0.250<br />

0.200<br />

0.150<br />

0.100<br />

0.050<br />

Distribution for Signal:5 per dag/J34<br />

Mean=9.857<br />

0.000<br />

4 8 12 16<br />

5% 90% 5%<br />

7 13<br />

Jämförelse: kontaminationsfrekvens varje dag Jämförelse: medelkontaminationsfrekvens per vecka<br />

Antal analyser per 30 dagar 150 Antal analyser per 30 dagar 30<br />

Medeleffektivitet per 5 dagar 1.7 Medeleffektivitet 1.8<br />

0.450<br />

Distribution for Signal: 1 per vecka (5<br />

prover)/L34<br />

1.4<br />

0.400<br />

0.350<br />

0.300<br />

0.250<br />

0.200<br />

0.150<br />

0.100<br />

0.050<br />

Mean=2.748<br />

0.000<br />

-1 0 1 2 3 4<br />

7.8% 29.1% 63.1%<br />

1.4 2.6<br />

17<br />

Distribution for Signal: 5*1 per dag/K34<br />

0.500<br />

1.4<br />

0.450<br />

0.400<br />

0.350<br />

0.300<br />

0.250<br />

0.200<br />

0.150<br />

0.100<br />

0.050<br />

Mean=1.776<br />

0.000<br />

-1 0 1 2 3 4<br />

35.4% 46.4% 18.2%<br />

1.4 2.5<br />

0.450<br />

Distribution for Signal: 1 per vecka (5<br />

prover)/L34<br />

1.4<br />

0.400<br />

0.350<br />

0.300<br />

0.250<br />

0.200<br />

0.150<br />

0.100<br />

0.050<br />

Mean=2.272<br />

0.000<br />

-1 0 1 2 3 4<br />

14.4% 42.9% 42.7%<br />

1.4 2.6<br />

Jämförelse: kontminationsgrad vid aktuell provdag Jämförelse: medelkontaminationsfrekvens per vecka<br />

Antal analyser per 30 dagar 30 Antal analyser per 30 dagar 30<br />

Medeleffektivitet 2.7 Medeleffektivitet 2.3<br />

C1 C2<br />

När provtagning görs varje dag med 5 prover per dag (alt. a) erhölls mellan 4<br />

<strong>och</strong> 15 korrekta signaler per 30 dagar, med medelvärde 10. Detta provtagningsförfarande<br />

ger det högsta antalet korrekta analyssvar. Men kostnaden per 30<br />

dagar är hög, hela 150 analyser. För att kunna jämföra kostnadseffektiviteten<br />

för alternativ a) med övriga alternativ dividerades det genomsnittliga antalet<br />

positiva delprov per månad (10) med 6. Medeleffektiviteten (antal korrekta<br />

signaler av samtliga räknat på en 5-dagarsperiod) blev då 1,7 korrekta signaler.<br />

Simulering av provtagning med ett prov per dag <strong>och</strong> bedömning av 5 prov (alt.<br />

b) gav i genomsnitt 1.8 korrekta signaler, med minimum noll <strong>och</strong> maximum 3<br />

signaler under en 30-dagarsperiod. Genomsnittet är praktiskt taget identiskt<br />

med antalet signaler räknat per 5-dagarsperiod för alternativ a), men<br />

kostnaden är endast 30 analyser mot 150. Vid provtagning med 5 prover en dag<br />

av fem dagar (alternativ c) blev genomsnittet 2,7 signaler per 30-dagarsperiod<br />

med minimum noll <strong>och</strong> maximum 4 signaler (baserat på värdet av Pd aktuell<br />

provtagningsdag) eller 2,3 signaler om medelvärdet av Pd-värdet per vecka<br />

används) med minimum 0 <strong>och</strong> maximum3 korrekta signaler. Rullande<br />

bedömning av 5*1 prover var sämre än fem prov varje dag (medelvärde per 5<br />

dagar 1,2; data ej redovisade).


Vilken är den mest kostnadseffektiva<br />

provtagningsstrategin?<br />

Figur 16 visar att kostnaden att analysera 5 prover varje dag per<br />

förpackningsmaskin (fem gånger högre än de andra alternativen) inte ger<br />

tillräckligt högt informationsvärde jämfört med analys med ett prov per 5 dagar<br />

eller 5 prover tagna under en dag av fem. Den sistnämnda metoden är den som<br />

ger störst andel korrekta signaler i förhållande till antalet gjorda analyser<br />

(medelvärde 2,3 -2,7 per 30-dagarsperiod med den givna kontaminationsprofilen).<br />

En nackdel med metoden är att en stigning i återkontaminationsfrekvensen<br />

kan ske snabbt under perioden mellan två provtagningar utan att<br />

detta noteras förrän efter 5 dagar. Genom att ta ett prov per dag minimeras<br />

denna risk. Visserligen erhålls något färre korrekta signaler med ovanstående<br />

kontaminationsprofil, men återkoppling vid stigande värden kan erhållas<br />

snabbare om kontaminationsnivån stiger. Detta illustreras i figur 17, där<br />

provtagning under 30 dagar simulerats med konstant pd-värde på olika nivåer.<br />

5000 iterationer har utförts <strong>och</strong> för varje iteration om 30 dagar har det<br />

noterats antalet 5-dagarsperioder där 3 eller flera kontaminerade paket<br />

upptäcks inom dag 3 till 4 (alternativ c med daglig kontroll) jämfört med dag 5<br />

för analys med 5 prover en gång per vecka (alternativ b). Figur 17 visar det<br />

genomsnittliga antalet 5-dagarsperioder där alternativ c) med daglig kontroll<br />

ger signal snabbare än alternativ b) vid olika återkontaminationsnivåer.<br />

Figur 17. Jämförelse mellan det genomsnittliga antalet korrekta signaler (3 eller flera positiva delprov) av 6<br />

möjliga under en 5-veckorsperiod som uppnås tidigare vid analys av 5*1 prover med daglig kontroll jämfört<br />

med 1*5 per vecka vid simulering av olika återkontaminationsfrekvenser.<br />

Trots något sämre effektivitet vid provtagning med ett prov varje dag i fem<br />

dagar <strong>och</strong> utvärdering efter 5 dagar (Figur 16) så medger daglig provtagning<br />

med ett prov en snabbare möjlighet att reagera på en stegrad<br />

18


återkontaminationsgrad jämfört med provtagning vid en dag med 5 prover.<br />

Detta ökar i realiteten effektiviteten hos metoden med ett prov per dag. Jämför<br />

den låga återkontaminationsfrekvensen för k-mjölk eller ost vid några mejerier<br />

ovan. Normalt ligger pd-värdet långt under o,2 vilket innebär att det inte någon<br />

av provtagningsmetoderna finns chans att finna återkontamination. Om 2 eller<br />

flera prover visar på återkontamination under en femdagarsperiod för en<br />

förpackningsmaskin så är detta en indikation på att en kraftig ökning skett som<br />

det bör ageras på.<br />

Mejeriföretagens tolkning av minimikraven<br />

avseende <strong>provtagningsplaner</strong> för att uppfylla de<br />

mikrobiologiska <strong>kriterier</strong>na<br />

För att kunna tillämpas enhetligt innehåller de mikrobiologiska <strong>kriterier</strong>na (1)<br />

följande specifikationer: Livsmedel, mikroorganism som ska analyseras,<br />

referensmetod för analys, provtagningspunkt, provtagningsplan, steg i<br />

livsmedelskedjan där kriteriet gäller, samt åtgärder som ska om gränsvärdena i<br />

<strong>kriterier</strong>na överskrids. Syftet med processhygien<strong>kriterier</strong>na är att verifiera<br />

processhygienen. För att kunna tillämpa provtagningsplanen måste storleken<br />

på ett parti (en batch) definieras. Partiavgränsningen i mejeriproduktionen kan<br />

vara svår att avgöra på grund av att mjölk kan tas från olika silotankar till<br />

samma produkt <strong>och</strong> produktionen från en silo kan sträcka sig över mer än en<br />

dag. <strong>Mjölk</strong>processning är en kontinuerlig process. En vecka är en lämplig<br />

period för att ge en översiktsbild över produktionshygienen. Därför definieras<br />

en batch i branschriktlinjer för hygienisk mjölkproduktion (5) som produktionen<br />

för en given förpackningsmaskin eller processlinje under en vecka.<br />

Processhygien<strong>kriterier</strong>na är till för att långsiktigt kunna visa att processen är<br />

under kontroll. Ett enstaka prov med fem delprover från samma<br />

produktionsdag kan användas för att kontrollera hygienen vid just den<br />

produktionsdagen, men vid en process under styrning är det viktigare att se<br />

långsiktiga trender. Förordningen reglerar inte provtagningsfrekvenser, utan<br />

detta bestämmer företagaren inom ramen för sin riskvärdering, men<br />

företagaren måste visa att <strong>kriterier</strong>na i förordningen uppfylls. Däremot anges i<br />

provtagningsplanen enligt förordningen antalet prover per batch som ska tas ut<br />

(n), m, M <strong>och</strong> c. Ett processhygienkrav med n=5 <strong>och</strong> c=2 har då översatts till att<br />

minst 5 prover ska tas under veckan fördelat över dagarna <strong>och</strong> att 100% av<br />

veckans proverna ska understiga M men 40% får överstiga m för en given<br />

förpackningsmaskin eller processlinje. De provtagningsfrekvenser som anges i<br />

branchriktlinjen är minimifrekvenser som kan tillämpas för en produktion som<br />

är under styrning. Detta kan visas med historiska data. Om andelen prover som<br />

överskrider gränsvärdena ökar bör åtgärder enligt plan (5) inledas för att<br />

bedöma problemets omfattning, samtidigt som felsökning inleds.<br />

För väl fungerande processer är chansen till återkontaminationsfynd mycket<br />

liten även om 5 delprover tas ut samtidigt (k-mjölk <strong>och</strong> ost). Prevalensen<br />

gramnegativa bakterier i k-mjölk kan vara så låg som 1-2 % av proverna. I<br />

förordningen rekommenderas att göra trendanalyser för hygienparametrar för<br />

att tidigt upptäcka tendenser till bristande styrning av processen. Det är då<br />

rimligt, för att ur ett veckoperspektiv kunna erhålla ett representativt stickprov,<br />

19


att som minimum ta ut 5 prover per vecka <strong>och</strong> förpackningsmaskin eller<br />

processlinje fördelade över dagarna. Fördelen med att fördela proverna över<br />

flera dagar är att en signal ges snabbare <strong>och</strong> till lägst kostnad om<br />

processhygienen skulle försämras. Två eller flera fynd av återkontamination<br />

under en vecka är ett tecken på att processhygienen försämrats <strong>och</strong> att detta<br />

bör undersökas. Det är inte ekonomiskt rimligt att ta fem prover per maskin<br />

<strong>och</strong> dag om inte uppenbara problem föreligger. Ett prov med fem delprov vid<br />

en dag per vecka medför längre fördröjning i analyssvaren.<br />

Men olika maskiner kan vara olika hårt belastade. Det kan vara lämpligt att ta<br />

ut prov med hänsyn till belastning snarare än att hålla sig till fem prover. Men<br />

med minst 5 prover uppnås syftet i förordningen. T.ex. om kriteriekraven är<br />

m=log 2, M=log 3, n=5 <strong>och</strong> c=2, så motsvarar detta att 100% av produktionen<br />

för en given förpackningsmaskin eller processlinje ska understiga log 3/ml <strong>och</strong><br />

minst 60% ska ligga under log 2/ml under en vecka. Uttag av fler prover än fem<br />

ökar chansen för fynd över gräns om halten är måttlig <strong>och</strong> vissa prover ligger<br />

mellan m <strong>och</strong> M. Det ger dessutom flexibilitet att inte behöva hålla reda på<br />

separata 5-proversgrupper. Det är lättare att förstå andelen prover i % i<br />

förhållande till kriteriegränserna. Termerna m, M, n <strong>och</strong> c är abstrakta för<br />

produktionspersonalen.<br />

Oftast har mejerierna interna krav som t.ex. 90% av produktionen ska klara<br />

mejeriets interna gränsvärde, vilket är betydligt strängare än EU-<strong>kriterier</strong>na. I<br />

sådana fall uppfylls processhygien<strong>kriterier</strong>na med råge. Här förekommer redan<br />

processmål uttryckta i procent, varför det blir naturligt att även uttrycka även<br />

myndigheternas processhygienkrav på samma sätt.<br />

Referenser<br />

1. Kommissionens förordning (EG) 2073/2005 om mikrobiologiska <strong>kriterier</strong><br />

för livsmedel. http://www.slv.se/upload/dokument/lagstiftning/2005-<br />

2006/F%202073-2005%20om%20mikrobiologiska%20<strong>kriterier</strong>.pdf<br />

2. International Committee on Microbial Specifications of Food.<br />

http://www.icmsf.iit.edu/main/software_downloads.html<br />

3. Microorganisms in Foods 2: Sampling for Microbiological Analysis:<br />

Principles and Specific Applications. ICMSF 2nd ed. (1986). Toronto:<br />

University of Toronto Press.<br />

4. Analys av gramnegativa bakterier med inkuberat prov som alternativ till<br />

direktanalys av Enterobacteriaceae i k-mjölk. Christiansson, A. <strong>Svensk</strong><br />

<strong>Mjölk</strong> Forskning (2008) rapport nr 7075-I..<br />

5. Branschriktlinjer för hygienisk produktion av mjölkprodukter. Reviderad<br />

2009, <strong>Svensk</strong> <strong>Mjölk</strong>.<br />

20


SVENSK MJÖLK FORSKNING<br />

Telefon: 0771 191900<br />

E-post: fornamn.efternamn@svenskmjolk.se

Hooray! Your file is uploaded and ready to be published.

Saved successfully!

Ooh no, something went wrong!