CC BY
7
слое двуокиси кремния для люминофоров в системе гексан: ацетон (6:1) или гексан: хлороформ (1 : 1). Пятна изофоса-2 проявляют амнноантипи-риновым реагентом. Чувствительность метода — 1 мкг в анализируемой пробе, что составляет 0,01 мг/л. Процент определения равен 80—100.
Образец воды 100 мл помещают в делительную воронку и экстрагируют изофос-2 хлороформом порциями по 50 мл 4 рзза. Объединенный хлороформный экстракт переносят в другую делительную воронку, промывают дважды 1 н. раствором ЫаОН порциями по 30 мл, а затем 3 раза дистиллированной водой. Хлороформный слой сушат над безводным сульфатом натрия, пропускают через бумажный или пористый фильтр № 1 в колбу прибора для отгонки растворителей. Хлороформ удаляют на горячей водяной бане с помощью слабого вакуума до объема 3—5 мл. Остаток количественно при помощи ацетона переносят в коническую пробирку емкостью 10 мл. В пробирку для равномерного кипения помещают стеклянный капилляр, заплав-ленный в верхней части, и растворитель удаляют на горячей водяной бане до объема ~0,1—0,2 мл. Остаток с помощью того же самого капилляра, но с отломанным запаянным концом, переносят на стартовую линию пластинки (18x24 см) с тонким слоем двуокиси кремния для люминофоров, закрепленном гипсом (для приготовления 4 пластин берут 12 г двуокиси кремния для люминофоров, 1 г медицинского гипса и 50 мл воды). Одновременно на пластинку наносят серию стандартных растворов изофоса-2 с содержанием 1, 2, . . ., 5 мкг. Хроматограмму развивают либо в системе гексан: ацетон (6 : 1), либо в системе гексан: хлороформ (1 : 1).
После развития хроматограмму высушивают на воздухе, обрабатывают из пульверизатора 6% раствором ЫаОН в смеси метилового с бутиловым спиртом (1 : 1), затем термостатируют при 80—85° в течение 7 мин. После охлаждения пластинку последовательно обрабатывают 1 % водным раствором 4-аминоантипирина, а затем 4% водным раствором К3 [Ре(СЫ)в). Изофос-2 проявляется в виде малиновых пятен на белом фоне с 0,65± ±0,03 и 0,80±0,03 соответственно в системах гексан: ацетон и гексан:хлороформ. Для проявления хроматограмм можно использовать также бромфе-ноловый реагент с последующим снятием фона уксусной кислотой. В этом случае изофос-2 проявляется в виде синих пятен на лимонно-желтом фоне.
Количественное определение изофоса-2 проводят путем визуального сравнения интенсивности окрашивания и размера пятен из рабочей пробы и серии стандартов. Количественное определение изофоса-2 можно проводить при содержании изофоса от 1 до 5 мкг в анализируемой пробе. При более высоком содержании гербицида для определения следует использовать али-квотные части экстракта.
По предложенной методике было проведено определение заданных количеств изофоса-2 в воде. Получен положительный результат.
Поступила 21/1У 1972 г.
УДК 613.632 + 614.72]-07:519.2
Канд. мед. наук П. А. Нагорный
ИЗУЧЕНИЕ КОМБИНИРОВАННОГО ДЕЙСТВИЯ НЕСКОЛЬКИХ ФАКТОРОВ С ПОМОЩЬЮ РЕГРЕССИОННОГО АНАЛИЗА
Криворожский институт гигиены труда и профзаболеваний
При регрессионном анализе в предлагаемом нами виде необходимо учитывать некоторые ограничения. Применение его уместно, во-первых, только при выяснении причинно-следственных связей, во-вторых, для оценки комбинированного и элиминированного действия факторов внешней среды при однократных влияниях, когда каждый раз возможен учет интенсивности воздействующего фактора в любых единицах и величины получаемого при этом эффекта в любой градированной форме — в процентах леталь-
ности животных или другого эффекта, миллиметрах ртутного столба, в ударах в минуту и т. п. Техника использования этого метода при длитель-» ных воздействиях пока только разрабатывается. Для указанных условий нам представляется наиболее целесообразным следующий ход и объем регрессионно-корреляционного анализа.
Для расчета зависимости какого-нибудь эффекта от интенсивности воздействующих на него факторов используется уравнение множественной регрессии:
х1 = а + Ь2х2 + Ь3х3 Н-----(- Ьтхт,
где дг1 — эффект, величину которого учитывают в любой градированной форме; хг, • • •> ^ — действующие факторы в единицах измерения; Ь2, Ь3, . . Ьт — частные коэффициенты множественной регрессии между интенсивностью воздействующих факторов и эффектом; а— постоянный член уравнения («нулевое» значение эффекта). В качестве примера используем ход оценки комбинированного и элиминированного действия паров фенола, , толуола, антрацена и формальдегида в комплексе летучих продуктов, выделяющихся при нагревании антрацентолуолфенолформальдегидной смолы (АТФФС) до 200° (табл. 1). Для обработки полученных результатов по примеру расчета (хх)2 и (х1х2) вычисляют величины (х2)г, (*3)2 (аг4)2, (лг5)2, (х2х3), (*!*«,), (х2х4), (х3хк), (хухь), (х2хь), (х3хй) и (х^). В дальнейшем рассчитываютарифметические суммы цифркаждогостолбца(АС), а для исходных результатов (хи хг, х3, л;4 и — также средние арифметические величины (М). Потом для всех производных величин от (л^)2 до (л:4лг6) определяют величины Б по формулам типа й = п-М1-М2 или 0=п• (М^ 2, где п — число опытов (у нас — 20); Л1х и М2 — средние арифметические величины
Таблица 1
Летальность белых мышей после 2-часовой затравки летучими продуктами АТФФС
в различных концентрациях
Концентрация летуянх продуктов
Летальность (в мг/м»)
Л< опы- мышей (в%)х,
(*.)•
I та фенол толуол антрацен формальдегид
. *» *« *»
1 16,67 54 56 2,2 0,0 277,9 900,18
2 16,67 48 32 2.0 0,0 277,9 800,16
6 16,67 40 30 3,0 1.0 277,9 666,80
4 16,67 66 53 1,8 3.4 277,9 1 100,22
3 33,33 75 40 2,0 0,0 1 111,0 2 499,75
5 33,33 72 82 2,6 4.8 1 111,0 2 399,76
7 33,33 83 103 2,0 20,0 1 111,0 2 766,39
8 50,00 68 72 3,0 0,0 2 500,0 3 400,00
11 50,00 125 112 2,8 15,0 2 500,0 6 250,00
10 50,00 127 230 3,8 0,0 2 500,0 6 350,00
9 66,67 141 156 4,4 0,0 4 445,0 9 400,47
12 66,67 176 ИЗ 3,4 0,0 4 445,0 11 733,92
15 83,33 180 200 2,0 0,0 6 944,0 14 999,40
13 83,33 179 198 4,8 0,0 6 944,0 14 916,07
16 83,33 200 300 3,0 10,0 6 944,0 16 666,00
17 83,33 164 318 4,3 5,4 6 944,0 13 666,12
14 100,00 220 200 3,0 20,0 10 000,0 22 000,00
18 100,00 213 315 5,8 30,0 10 000,0 21 300,00
19 100,00 138 248 4,6 30,0 10 000,0 13 800,00
20 100,00 222 194 5,8 5,8 10 000,0 22 200,00
АС 1183,33 2591 3052 66,3 145,4 88 610,6 187 815,24
М 59,1665 129,55 152,6 3,315 7,27
£> 70 013,5 153 300,40
2 • 18 597,1 34 514,84
Таблица 2
Пример расчета частных коэффициентов из уравнения множественной регрессии
методом Дулитла
<1) 73 884fr, + 90 595fr, + 965,26. — 0.013063726. + 44 I 1 ,6fr. = 34 514,84
г = <!):(—73 884) 90 595fr, — 1.22617887fr, — 0.059709826, = —0.46714904
(11) + 178 680fr, + 1559.46. + 88906, = 48 771 . 17
!•(—1,22617887) —90 595fr, —111 085.6865fr, — 1183.50796. — 5409,4 1086, = —42 321,272
S, 67 59H.313fr, + 375. 89216. — 0.00556103fr. + 3480.58926, = 6449,898
II' = 2,: 1—67 594) -fr» — 0. 051492586, = —0.0954201
(III) 965.2fr, + 1559,46, + 30. 23fr. — 12.60916. + 80.466, — 57.6319b, = 542,257
!•(—0.01306372) —965.2fr, — I 183.50776, = —450.8917
S,-(-0,00556103) — 375,89386, — 2,09036. — 19.35576, = —35.8681
15,53166. + 3.47246, = 55.4972'
III' Z,: (—15.5316) -fr« — 0.223576, = —3,57355
(IV) 44 11.6fr, + 88906, + 80.466. — 57.63196. +1966.342fr, = 2960.405
!•( —0. 05970982) —44 1 1 .bfr, — 5409.40936, — 263.4 1586, = —2060,8742
Г,-(—0.05149258) — 3480.58956, — 19.35556. — 179,22466, = —332. 122
2,-( —0. 22357) — 3,4723fr, — 0.77636, 1522.92536, = — 12.4075
2« 1V' = = 555, 0013
= 2,:(—1522,9253) • -fr. = —0 . 3 6 4 4300
(соответственно летальности животных в опыте и концентраций фенола). По разнице между арифметическими суммами (АС) и величинами D вычисляют расчетные суммы (2). В нашем примере расчетные суммы составляют: 2 (Xiy = 18 597,1, 2 (*,)2 = 73 884 , 2 (дг3)2 = 178 680, 2 (х4)2 = 30,23, 2 (*5)2 = 1966, 342, 2 (дг^г) = 34 514, 84, 2 (х2лг3) = 90 595, 2 (ххх3) = =48 771,17, 2 (xlXi) = 542,257, 2 (л:2л:4) = 965,2, 2 (x3xj = 1559,4, 2 (*!*») = 2960,405, 2 (х2хъ) = 4411, 6, 2 (х3хь) = 8890, 2 (хкх6) = 80,46.
Полученные расчетные суммы подставляют в уравнение следующего типа: !
<2*!)*а + <2*Л)б.+ ••• (I)
+ (И)
и т. д. в зависимости от количества изучаемых факторов до ~ (...)
(2 х2хт) Ьг + (2 X3Xm) 68 Н-----\- (2 *m) bm = 2 XlXm- (ш)
В рассматриваемом примере уравнение выглядело таким образом: 73 884ft2 + 90 59563 + 965,264 + 4411.6«».= 34 514,84, (I) 90 59562 + 178 6806з + 1559,46 4 + 88906s = 48 771,17, (II) 965,262 + 1559,463 + 30,2364 + 80,466ь = 542,257, (III) 4411,662 + 889063 + 80,4664 + 1966,3426ь = 2960,405. (IV)
Решить такое уравнение можно любым алгебраическим методом, однако на первых порах проще всего пользоваться методом Дулитла, а в дальнейшем — матричным методом. Ход расчета коэффиицентов множественной регрессии из приведенного уравнения с помощью метода Дулитла представлен в табл. 2. При низких коэффициентах множественной регрессии, что имело место в данном случае, для достаточной точности необходимо получать величины с точностью до 6—8-го знака после 0 (можно также увеличить все величины уравнения в 10, 100, 1000 и т. д. раз, а после получения результатов соответственно уменьшить их).
Для решения первоначально записывают уравнение (I), потом его делят на коэффициент при первом его члене с обратным знаком (—73 884). Дальше записывают уравнение (I I), а (I) уравнение умножают на коэффициент при втором члене полученного уравнения (I) (—1,226 178 87). Оба эти уравнения складываются, давая сумму 2 2, в которой аннулируется первый член. Полученная сумма уравнений делится на коэффициент при первом ее члене с обратным знаком, давая второе производное уравнение (II'). Потом записывают третье уравнение, уравнение (I) умножают на коэффициент при третьем члене первого производного уравнения (Г)(—0,013 063 72) и 2 2 умножают на соответствующий коэффициент при втором члене производного уравнения II'. В дальнейшем уравнение III и 2 новых уравнения суммируют, давая уравнение 23. Полученная сумма делится на коэффи-
циент с обратным знаком при первом ее члене и дает производное уравнение III'. Подобным образом получают уравнение 2 4, из которого величины Ь.5, Ь3 и 6 4 элиминированы.
Теперь по 4 полученным производным уравнениям легко вычислить частные коэффициенты множественной регрессии. Согласно уравнению IV' ¿>&=0,364 430 0. Подставляя эту величину в уравнение III', находим, что Ь 4 = 3, 492 074 39. Из уравнения II' получаем, что Ь3 = 0,057 235 16, а из уравнения Г получаем, что Ь3 = 0,329 588 96.
Полученные коэффициенты свидетельствуют о том, что при каждом увеличении концентрации паров фенола в изучаемом комплексе на 1 мг/м3 летальность подопытных мышей увеличивалась на 0,33%, при каждом увеличении концентрации паров толуола на 1 мг/м3 — на 0,06%, антрацена — на 3,49%, формальдегида — на 0,36%. Необходимо подчеркнуть, что процент летальности животных, обусловленный влиянием каждого продукта, равен произведению частного коэффициента на величину концентрации, поэтому сам частный коэффициент является не абсолютным, а относительным показателем токсичности продукта. Если все полученные частные коэффициенты регрессии положительные, то это значит, что все изучаемые факторы действуют однонаправленно, как синергисты, а коэффициент с отрицательным знаком свидетельствует, что соответствующий фактор действует как антагонист. В нашем примере фенол, толуол, антрацен и формальдегид действуют как синергисты.
В дальнейшем рассчитывают стандартную ошибку оценки эффекта по изучаемому комплексу факторов (Э) с помощью формулы:
где л—количество наблюдений; т—количество изучаемых независимых и зависимых переменных величин (количество изучаемых факторов плюс 1). В нашем примере стандартная ошибка составляла:
Для вычисления стандартных ошибок частных коэффициентов множественной регрессии предварительно рассчитывают величины С22, С33, . . Стт по уравнениям типа:
л — т
18 597,1 — (11 375,8 + 2791,4+ 1893,6+ 1078,9) 20 — 5
= 9,856.
(2 *г) Сгг + (2 хгха) ^28 + •' ' + (2 ¥т) ^гт = 1» (2 *,*,) С22 + (2 х\) С28 + • • • + (2 х3хт) с2т = о
(1)
и так дальше до
(2*3*т) С23 + • • • + (2*т) с2т = о (2 х\) с32 + (2 *2*з) + • • • + (2 х2хт) сзт = о, (2 х2хг) Са2 + (2 х2з) С83 + • • • + (2 х3хт) С^ = 1
(2)
и так дальше до
(2 Х2Хт ) С32 + (2 ХдХт) С33 + • • • + (2 *т) С^т = 0.
ДО
(...)
И так дальше до
(2*!)ст2 + (2*2*3) стз+ ••• (2 х2хт) Стт = о,
(2*л) ст2 + (2 *1) стз + • • • + (2х,хт) стт = о
(т)
и так дальше до
(2*2*т)Сга2 + (2*»*т) Стз+ +(2*т)Стт= 1.
В приведенном примере четыре комплекта уравнений имели такой вид:
73 884С22 + 90 595С23 + 965,2С24 + 4411,6С,5 = 1, 90 595С22 + 178 680С28.+ 1559,4С24 + 8890С25 = 0, 965,2С22 + 1559,4С23 + 30,23С24 + 80,46С28 = 0, 4411,6С22 + 8890С23 + 80,46С24 + 1966,342С28 = 0. 73 884С32 + 90 595С33 + 965,2С34 + 4411,6С38 - 0, 90 595С32 + 178 680С33 + 1559.4С34 + 8890C3S = 1, 965,2С32 + 1559,4С33 + 30,23С34 + 80,46С36 = 0, 4411,6С32 + 8890С33 + 80,46С34 + 1966,342С35 = 0. 73 884С42 + 90 595С43 + 965,2С44 + 441 1,6 С48 = 0, 90 595С42 + 178 680С43 + 1559,4С44 + 8890С45 = 0, 965,2С42 + 1559,4С43 + 30,23С44 + 80,46С45 = 1, 4411,6С42 + 8890С43 + 80,46С44 + 1966,342С45 0. 73 884С52 + 90 595CS3 + 965,2С84 + 441 1,6С55 = 0, 90 595С82 + 178 680С63 + 1559,4СМ + 8890С55 - 0, 965,2С82 + 1559,4С53 + 30,23С84 + 80,46С88 = 0, 4411,6С82 + 8890С63 + 80,46С84 + 1966,342С88 = 1.
(1)
(2)
(3)
(4)
Как видно, количество уравнений в комплекте и количество комплектов увеличиваются с увеличением количества изучаемых факторов. Одно из уравнений каждого комплекта поочередно приравнивается 1. Поскольку левые части уравнений всех 4 комплектов идентичны между собой и с уравнением для расчета частных коэффициентов регрессии, решать их лучше одновременно, подставляя в левой части соответствующие индексы и изменяя лишь правую половину уравнения. Правильность расчетов можно проверить, подставив полученную величину в исходные уравнения (обязательно в последние) комплекта. Однако лучше проверять каждый этап расчета, как рекомендуют Мордэкэй Езекиэл и К- А. Фокс. После расчета первого комплекта уравнений мы получили, что С22 = 0,000 038 30, после расчета второго С33 = 0,000 018 52," третьего — С44 = 0,064 423 32, четвертого — С88 = = 0,000 656 60.
Величину ошибок частных коэффициентов регрессии получают при умножении стандартной ошибки общей оценки на квадратный корень из соответствующей каждому фактору величины С»2, С33, . . ., Стт. В данном примере
Sb2 = S-V C¡"2 = 9,856->/0,00003830 = 9,856-0,00618870 = 0,06099583,
Sb3 = 0,04242633,;;, S¿?4 = 2,50116682, SbB = 0,25253536.
Для оценки статистической значимости частных коэффициентов регрессии коэффициенты делят на их ошибки. Полученная величина является критерием t, ее оценивают по таблице Фишера—Стьюдента с числом степеней свободы, равным п. — т. Если ни один из частных коэффициентов регрессии не будет статистически значимый, т. е. если не будет выявлена зависимость между воздействием изучаемых факторов и эффектом, проводить дальнейшие расчеты нецелесообразно. Для выявления ведущих факторов исследуемого комплекса количество учитываемых действующих факторов необходимо увеличить. В приведенном примере статистически значимым был частный коэффициент регрессии фенола (Р<0,001). Коэффициенты регрессии других продуктов имели лишь тенденцию к значимости (Р<С0,2).
Постоянный член уравнения множественной регрессии (а), соответствующий минимальному значению эффекта, рассчитывают по формуле: а=М1—
— ЬоМъ — Ь3Мз — ... — ЬтМт. Он составляет в данном случае 59,1665 — (0,32958896-129,55) — (0,05723516-152,6) — (3,49207439-3,315) —
— (0,36443-7,27) = (—6,4914). Таким образом, у нас получены все величины для записи уравнения множественной регрессии: хг = — 6,4914+ +0,3296х2 + 0,0572л:3 + 3,492 1*4+0,3644*5. Полученное уравнение отражает четырехмерную зависимость летальности животных в процентах (*1) от концентраций (в миллиграммах на 1 м3) паров фенола, толуола, антрацена и формальдегида (соответственно х2, х3, х^ и *5). Оно позволяет рассчитать эффект от элиминированного (но не раздельного!) и комбинированного действия каждого из изучаемых продуктов или группы их на разных уровнях исследованных в опыте концентраций.
Например, ЬС50 фенола при наличии в смеси других продуктов в средних концентрациях составляет 50% = —6,4914% + 0,3296*2+ (0,0572-• 152,6 мг/м3) + (3,4921-3,315 мг/м3) + (0,3644-7,27 мг/м3), 33,5317% = =0,3296*2. *г=102 мг/м3. При отсутствии в смеси других продуктов ЬС50 фенола составляет 50% = —6,4914% + 0,3296*г + (0,0572-0) + + (3,4921-0) +(0,3644-0); 56,4914% = 0,3296*г, *2 = 171 мг/м3. Таким же образом можно рассчитать, что ЬС50 антрацена при комбинированном действии равна 0,7 мг/м3, а при элиминированном — 16,2 мг/м3, ЬСМ толуола — соответственно (—8) и 987 мг/м3, ЬС50 формальдегида — (—18) и 155 мг/м3.
Таким образом, в нашем примере ЬС50 продуктов при комбинированном действии во всех случаях значительно ниже, чем при элиминированном. Следовательно, комплекс летучих продуктов на этом уровне значительно токсичнее отдельных его компонентов. Полученные отрицательные величины 1Х50 продуктов, не играющих ведущей роли в смеси, имеют не реальное, а формально-математическое значение. Фактически это значит, что при полном отсутствии в смеси, например, толуола и при наличии в ней фенола, антрацена и формальдегида в средннх концентрациях летальность животных будет выше 50%. Только при влиянии какого-нибудь фактора, снижающего токсичность смеск на уровень, вызываемый 8 мг толуола в 1 м3, летальность животных снизится до 50%.
Подобные расчеты возможны для любого другого уровня летальности животных от 0 до 100%.
Полученное уравнение множественной регрессии позволяет также определить сравнительную долю участия каждого фактора в формировании окончательного эффекта, в данном случае долю участия каждого летучего продукта в механизме развития смерти (танатогенезе) подопытных мышей. Для этого частный коэффициент регрессии умножают на каждую реальную концентрацию летучего продукта, создаваемую в условиях опыта. Полученный результат представляет собой летальность животных в процентах, развивающуюся под влиянием данного продукта в этой концентрации. Для общей характеристики доли участия каждого летучего продукта в танатогенезе подопытных животных необходимо рассчитать среднюю долю из всех наблюдений, т. е. участие каждого продукта в развитии средней смертности (в сумме с ее «нулевым» значением). В приведенном примере средняя летальность всех подопытных животных составляет 59,17% (см. табл. 1). Летальность за счет влияния паров фенола составляете,3296-129,55= =42,70%, паров толуола — 0,0572-152,6=8,73%, антрацена — 3,4921 • •3,315= 11,58% и формальдегида — 0,3644-7,27=2,65%. Увеличение суммы процента летальности в данном расчете до 65,66 связано с тем, что в нашем уравнении «нулевое» значение летальности равно не 0, а — 6,49 (65,66—6,49=59,17). Если для удобства сравнительного анализа принять сумму средней летальности и «нулевого» ее значения за 100%, то доля участия фенола в танатогенезе мышей составит 65%, толуола — 13%, антрацена — 18% и формальдегида — 4%.
Используемый нами ход обработки результатов позволяет также легко рассчитать некоторые величины множественной корреляции, в частности
коэффициенты множественной детерминации и корреляции, частные коэффициенты множественной корреляции и их статистическую значимость.
Таким образом, регрессионной анализ поможет значительно шире и глубже, чем используемые в настоящее время методы, изучить комбинированное действие нескольких факторов, элиминировать действие каждого фактора и определить его роль в формировании эффекта на любом необходимом уровне, выявить ведущие и второстепенные факторы, т. е. сделать полную расшифровку изучаемого комплекса. При использовании регрессионного анализа нет необходимости предварительно изучать раздельное действие неисследованных факторов, если такое изучение не диктуется другими мотивами. С помощью этого метода могут быть оценены результаты не только экспериментальных, но и натурных гигиенических исследований. Он доступен для врачей без дополнительной математической подготовки.
Поступила 23/У1 1971 г.
УДК 546.5в +54 в. 73+ 54 в. 741:543.54 4
Н. А. Маркина
КОЛИЧЕСТВЕННОЕ ОПРЕДЕЛЕНИЕ МЕДИ, КОБАЛЬТА И НИКЕЛЯ НЕПОСРЕДСТВЕННО НА ХРОМАТОГРАММЕ С ПОМОЩЬЮ СПЕКТРОФОТОМЕТРА
СФ-10
Московский научно-исследовательский институт гигиены им. Ф. Ф. Эрисыана
При разделении меди, кобальта и никеля для проявления хроматограмм была использована¡рубеановодородная кислота. Этот реактив хорошо растворим в этаноле, который легко проникает в поры бумаги и быстро испаряется. Последующая обработка хроматограммы парами аммиака позволяет с высокой чувствительностью выделить зоны локализации меди, кобальта и никеля. С этими металлами рубеановодородная кислота образует стойкие, практически нерастворимые, различно окрашенные внутрикомплексные соединения (Д. П. Малюга). Поэтому для переведения в раствор никеля, кобальта и меди с целью их количественного определения окрашенные зоны на хроматограмме соответственно вырезают и рубеанаты подвергают разрушению озолением при 500° С (Н. М. Чистяков и 3. И. Благовещенская) или обработкой крепкими кислотами при нагревании (НазИпи). Ье-\vandowski (1960) предложил вместо этих трудоемких операций производить элюирование металлов с непроявленной хроматограммы. Перед нанесением на бумагу пробу делят на 2 части, наносят на 2 одинаковые полоски бумаги и хроматографируют. Затем одну;из полосок проявляют, полученные окрашенные зоны очерчивают карандашом на второй непроявленной хроматограмме, вырезают и элюируют соответствующий ион.
После переведения меди, никеля и кобальта в растворы количественное определение этих элементов проводят колориметрическими методами (Е. Сен-дел). В этом случае чувствительность хроматографического определения не превышает чувствительности соответствующих колориметрических определений, кроме того, на обработку хроматограммы затрачивается больше времени. Так как медь, никель и кобальт на хроматограмме проявляются в виде четких компактных пятен, это позволяет проводить непосредственное визуальное количественное определение с чувствительностью для меди 0,2 мкг и для никеля и кобальта — 0,1 мкг, т. е. с чувствительностью, в несколько раз превышающей соответствующие колориметрические определения. Поэтому ряд авторов предлагает оценивать результаты анализа визуально, сравнивая на хроматограмме интенсивность окрашивания отдельных элементов с окрашиванием эталонов (М. Е. Викторова и К. Г. Исаева; Agrinieг; Н. А. Маркина).
Имеются указания на возможность количественного определения металлов на хроматограмме по спектрам их отражения (М. И. Булатов и И. П. Ка-
