CC BY
9
8. Штабский Б. М. — В кн.: Научные основы современных 10. Штабский Б. М.. Каган Ю. С, — Там же, 1974, № 3,
методов гигиенического нормирования химических ве- .. „. . „ „ „. „ ......
,„„„,,, „ „„„„„ «л IQ7I . че. at Llm R- s- R,nk К G; Glass H. G. et a . — Arch. int.
шеств в окружающей среде. М„ 1971, с. 76-83. Pharmacodyn., 1961, v. 130, p. 336-353.
9. Штабский Б. М.— Гиг. и сан., 1973, № 8, с. 24—28. Поступила 26.06.84
УДК 613.632:547.5511-07
Л. П. Новицкая, И. С. Духовная
МЕТОД ОПРЕДЕЛЕНИЯ АНИЛИНА ПРИ САНИТАРНО-ХИМИЧЕСКИХ ИССЛЕДОВАНИЯХ РЕЗИН
ВНИИ гигиены и токсикологии пестицидов, полимерных и пластических масс, Киев
В состав резин, предназначенных для контакта с продуктами питания, питьевой водой, используемых при изготовлении обуви и предметов быта, вводится вулканизирующий агент дифенилгуа-нидин (ДФГ). В условиях вулканизации, при хранении и эксплуатации резин из ДФГ в числе других продуктов превращения образуется анилин [3]. Он легко растворяется в воде; имеются данные о миграции его из резин в воду [3]. Анилин относится к токсичным соединениям, обладающим специфическим действием на систему кроветворения, другие органы и системы организма [1, 7, 10]. До настоящего времени при саннтарно-химическом анализе резиновых изделий, вулканизированных с ДФГ, не изучалась возможность выделения анилина в водные растворы, имитирующие продукты питания.
При определении ароматических аминов, в том числе анилина, используются фотометрические [2, 8, 9] и хроматографические [5, 6] методы. Нами предложен тонкослойно-хроматографнческий метод определения анилина в воде, растворах органических кислот (2 % лимонной, 2 % уксусная с с 2 % соляной, 0,3 % молочной), спиртово-водных смесях (6 и 20 % спиртовые растворы) и молоке, контактировавших с образцами резин, вулканизированных с ДФГ.
Подлежащие анализу образцы резин настаивали в перечисленных растворах при соотношении площади образца к объему раствора 1:10 и 1:2 в течение 1 и 24 ч при 20±2 и 40°С. Приготовленные таким способом вытяжки исследуемого материала подщелачивали едким кали или натром и трижды экстрагировали хлороформом.
Спиртово-водные вытяжки предварительно подкисляли уксусной кислотой и в вакууме водоструйного насоса, отгоняли спирт (при температуре не выше 50 °С), после чего анализировали, как описано выше. Молоко при анализе разбавляли дистиллированной водой (на 100 мл молока 20 мл воды), подщелачивали и проводили отгонку анилина с водяным паром в вакууме при температуре водяной бани не выше 45°С. В колбу-приемник наливали 10 мл 0,17 н. уксусной кислоты. Между колбой-приемником и предохранительной склянкой вакуум-насоса помещали поглотитель, в который также наливали 7—10 мл 0,17 н. уксусной кислоты. По окончании перегон-
ки (объем дистиллята 75—80 мл) объединяли дистиллят и содержимое поглотителя, подщелачивали и экстрагировали, как описывали выше.
Объединенные хлороформные экстракты подкисляли 2—3 каплями уксусной кислоты, концентрировали при отгонке растворителя на водяной бане до небольшого объема (0,2—0,4 мл) и наносили на хроматографические пластинки рядом с растворами-свидетелями — ацетоновыми растворами анилина концентрацией 100 мкг/мл.
Хроматографирование проводили на пластин- 4» ках «силуфол» или силикагель — гипс. В качестве подвижной фазы использовали смесь четырех-хлористого углерода с ацетоном 4:1, в которую добавляли 0,1 мл 25 % раствора аммиака. Пластинку высушивали на воздухе до исчезновения запаха аммиака и опрыскивали одним из указанных ниже хромогенных реагентов.
После опрыскивания 1 % водным раствором 1,2-нафтохинон-4-сульфонатом натрия анилин обнаруживался в виде интенсивно окрашенных розовых пятен; окраска устойчива в течение 1—2 ч.
С 4-аминоантипирином анилин образовывал интенсивно окрашенные лиловые пятна. Пластинку поочередно опрыскивали смесью 2:1 1 % спиртового раствора 4-аминоантипирина с 25 % водным раствором аммиака, 10 % водным раствором же-лезосинеродистого калия. Интенсивное окрашивание пятен сохранялось 20—30 мин, затем постепенно бледнело.
При опрыскивании хроматограммы нитропрус- 0/ сидным реагентом [4] анилин образовывал интенсивные голубые пятна. Окраска пятен сохранялась 3—4 ч. Кг анилина составляла 0,60 на си-луфоле, 0,50 — на силикагеле КСК-
Количественную оценку результатов анализа проводили по площади пятна на хроматограмме с использованием известной линейной зависимости между корнем квадратным из площади пятна на хроматограмме и логарифмом количества вещества в ней [4]. Точность определения анилина данным методом составляла 7—9,3 %; градуировоч-ный график прямолинеен в интервале 1 —10 мкг.
Быстрым и простым методом оценки результатов является также визуальное сравнение Кг, размера и интенсивности окраски пятна с Яг, размером и интенсивностью окраски нанесенной рядом
серии растворов-свидетелей (полуколичественный метод, точность 14—16 %).
Полнота определения анилина в воде 91,6± ±2,1 % в 0,3% молочной кислоте 72,5±2,2 %, в 2 % лимонной кислоте 82,5±1,5 %, в 3 % молочной кислоте 66±3,1 %, в 2 % уксусной кислоте с 2% соляной 86,4±2,8%, в спиртово-водной среде 62,1 ±2,2% , в молоке 64,5±3,6%.
Предложенная методика позволяет избирательно определять анилин в присутствии ряда низкомолекулярных органических веществ, выделяющихся из резин: ДФГ, перекиси дикумила, различных стабилизирующих добавок, продуктов их превращения и других веществ.
Описанным методом исследован ряд вулканизированных с ДФГ резин, предназначенных для пищевой промышленности, изготовления обуви и быта. Полученные результаты использовали при решении вопроса о возможности применения исследуемых резин по назначению.
Литература
1. Вредные вещества в промышленности. Л., 1976, т. 2, с. 246—252.
2. Заворовская И. А., Нехорошева Е. Р.— Жури, аналит. химии, 1981, т. 36, № 9, с. 1808—1812.
3. Казаринова Н. Ф., ЛеОовских Н. Г. — Каучук и резина, 1978, № 1, с. 26—28.
4. Кирхнер Ю. Тонкослойная хроматография. М., 1981, т. 1, с. 347—350; 275.
5. Леонова Г. С. — В кн.: Методы анализа и контроля производства в химической промышленности. М., 1977, вып. 7, с. 12—14.
6. Цеханская С. В., Семина Г. И., Юдина И. П. и др.— В кн.: Теория и практика газохроматографического анализа. М., 1977, с. 46—51.
7. Dumont J. N.. Schultz W. Т.. Jones R. D. — Bull. Envi-ronm. Contam. Toxicol., 1979, v. 22, p. 159—166.
8. Ellaithy M. M., El-Tarras M. F„ El-КШееЬ S. Z. — Chem. Biomed. Environm. Instrum., 1983, v. 12, p. 319—325. (РЖХим., 1983, 22Г 143).
9. Norwitz G.. Keliher P. N. — Talanta, 1982, v. 29, p 407— 409
10. Schultz F.. Wayne AT.— Bull. Environm. Contam. Toxicol, 1979, v. 23, p. 814—819.
Поступила 11.06.84
УДК 615.9.015.4.07
В. К. Шитиков, В. Н. Тихонов, С. Т. Быков, А. Ф. Ковалев
СТАТИСТИЧЕСКИЙ АНАЛИЗ И НОРМАЛЬНОСТЬ РАСПРЕДЕЛЕНИЯ ВЫБОРОК В ТОКСИКОЛОГО-ГИГИЕНИЧЕСКИХ ИССЛЕДОВАНИЯХ
Рубежанский филиал НИИ органических полупродуктов и красителей
Статистическая достоверность сдвигов изучаемых показателей подопытных животных сравниваемых групп оценивается в медико-биологической практике, как правило, с использованием параметрического критерия Стьюдента. С. Weil [3] на довольно ограниченных выборках изучил распределение 7 гематологических и клинико-хими-ческих показателей и в большинстве случаев выявил серьезное отклонение закона распределения экспериментальных данных от нормального, что дало ему основание отдать предпочтение методам непараметрического анализа. Следует, однако, принять во внимание определенный субъективизм в оценке вероятности статистических гипотез по численным значениям непараметрических критериев и их меньшую чувствительность по сравнению с /-критерием Стьюдента. Поэтому эффективной мерой повышения обоснованности использования этого критерия является, по нашему мнению, приближение распределения экспериментально полученных выборок к нормальному путем функционального преобразования исходных данных. Техника такого преобразования описана, например, Д. Тьюки [2].
Выполнен двухэтапный эксперимент: анализ нормальности распределения исходных и преобразованных выборок и изучение сдвига ¿-критерия после преобразования.
На первом этапе с использованием расчетов на ЭВМ проведен анализ нормальности распределения 62 биологических показателей (биохимические и физиологические тесты, показатели работоспособности, масса внутренних органов и др.) на выборках, состоящих из нескольких десятков измерений (максимальная выборка 439 реализаций). Выборки были сформированы из животных контрольных групп, не подвергавшихся воздействию, а также по результатам проведенного в последние годы эксперимента токсиколопщсской лаборатории филиала НИИ органических полупродуктов и красителей. Нормальность распределения, как и в работе С. Weil [31, оценивалась по ^.-критерию Колмогорова — Смирнова [1], а также по величине асимметрии а и эксцесса е. Вычисления показали, что из всех 62 анализируемых показателей для 18 (29 %) параметров статистическая значимость гипотезы о нормальности распределения не превышает 0,05. Те же исходные данные предварительно подвергались серии преобразований X±2, х±3, х~\ х*0'5, х±0'33, In (х), еКх. Для каждой из двух выборок также были вычислены значения X а и е. Было показано, что для 54 из 62 показателей та или иная форма преобразования несколько улучшает нормальность распределения, причем по 12 параметрам гипотеза о нормальности выборок после их трансформации становится достоверной (табл. 1).
