CC BY
5
5,5), добавляют 1 мл 2,5 М раствора азотнокислого натрия и перемешивают на магнитной мешалке. Проводят не менее трех параллельных измерений и по усредненному значению потенциала определяют концентрацию меди в анализируемом растворе с учетом степени концентрирования. Правильность и воспроизводимость результатов ионометри-ческого метода контролировали фотометрическим методом. Результаты исследований представлены в таблице.
Кроме общего содержания меди в пробе, возможно также определить ее растворимую форму. Для этого при концентрировании не добавляют минеральную кислоту. Полученные данные позволяют сделать вывод о соотношении форм меди в анализируемой пробе воды.
Литература
1. Алешина Л. А., Каплин А. А. // Гиг. и сан.— 1982.— № I.— С. 41—42.
2. Драчева Л. В., Петросян И. В. // Завод, лабор.— 1987.— № 4.— С. 19—19.
3. Карякин А. В., Грибовская И. Ф. Методы оптической спектроскопии и люминесценции в анализе природных и сточных вод.— М., 1987.
4. Крешков А. П. Основы аналитической химии.— М., 1970.—
Т. 1.
5. Мидгли Д., Торренс К• Потенциометрический анализ воды.— М., 1980.
6. Руководство по химическому анализу поверхностных вод суши.— Л., 1977.
7. Хавезов И., Цалев Д. Атомно-абсорбционный анализ.— Л., 1983.
8. Химический контроль на тепловых электростанциях / Под ред. О. И. Мартыновой.— М., 1980.
Поступила 05.04.89
© КОЛЛЕКТИВ АВТОРОВ, 1990 УДК 579.253.04:546.31.08
О. 3. Дьяченко, С. П. Сайченко, В. Г. Надеенко, Н. Е. Шарапова
Ф ТЕСТ ЭЙМСА КАК КРИТЕРИЙ ПРИ ГИГИЕНИЧЕСКИХ ИССЛЕДОВАНИЯХ ПО ОЦЕНКЕ
МУТАГЕННОГО ДЕЙСТВИЯ МЕТАЛЛОВ
Медицинский научный центр профилактики и охраны здоровья рабочих промышленных предприятий, Свердловск
В зарубежной и отечественной литературе накоплено немало данных по изучению генотоксического действия металлов на микробиологических моделях. Однако полученные сведения в отношении многих металлов неполны и часто противоречивы. В традиционно применяемом гес-тесте (ингибирова-ние роста дефицитных по рекомбинации штаммов Bacillis subtiiis) генотоксическую активность проявили соединения бериллия, молибдена, селена, теллура, таллия и др., а медь и марганец оказались неактивными [6]. Генотоксичность ряда соединений селена была подтверждена другими исследователями как в гес-тесте [7], так и в чашечном тесте на Salmonella с использованием селективных сред [4]. В том же гес-тесте на В. subtiiis ряд соединений марганца показал ф выраженную генетическую активность в противоположность соединениям железа [8]. Иес-тест продемонстрировал дифференциальную мутагенность бериллия для разных штаммов Escherichia coli [1], однако другой авторский коллектив [9] не выявил генотоксичности этого металла как в гес-тесте, так и в тесте на индукцию обратных мутаций на Salmonella. Для сульфата железа и трехвалентного хрома была установлена зависимость частоты индуцированных реверсий от использованного тестерного штамма Salmonella [4, 5].
. , ( • • >1 L I в ' I " _•"* ( , f V
Таким образом, можно предположить, что противоречивость получаемых результатов связана с применением различных экспериментальных моделей, разных видов и даже штаммов микроорганизмов. Представляло интерес сопоставление генотоксического действия ряда металлов — загрязнителей окружающей среды — на 2 известных гистидинзави-симых штамма Salmonella — ТА 1535 и ТА 1537, различающихся по генотипу и ревертирующих к прототрофности по разному механизму: путем замены пар оснований и сдвига рамки считывания соответственно.
Генотоксическое действие металлов изучали с помощью теста Эймса в количественной модификации in vitro без метаболической активации. Выбор данной экспериментальной 1 модели был обусловлен необходимостью параллельного учета i индукции реверсий и токсического действия металлов [1].
В настоящей работе была изучена мутагенная активность Ве2+ Cu2+, Tl2+, Rb+ в виде хлоридов, а Те4+,
Se4+ в составе соответствующих анионов. По токсичности для человека и Животных испытуе-
мые металлы распределялись в следующем порядке: Ве> >Т1>Те>5е>Ш>Си>ИЬ>Мо.
Испытывали по три дозы каждого из металлов, различающиеся на порядок. Средние данные трех опытов по каждому металлу сравнивали с контролем. По результатам опытов вычисляли следующие показатели: долю выживших клеток (по отношению к контролю) — показатель токсического эффекта; частоту мутаций при действии каждой из испытанных доз металлов; кратность увеличения частоты мутаций в сравнении с контролем — показатель мутагенного эффекта.
Как было продемонстрировано ранее [2], инкубация микроорганизмов с двухвалентными металлами в фосфатном буфере приводит к выпадению в осадок нерастворимых фосфатов металлов, в результате чего контакт ионов металлов с бактериями не достигается. Поэтому в методику была внесена модификация: инкубацию микроорганизмов с двухвалентными металлами осуществляли в физиологическом растворе. Бактерии от металлов отмывали тем же раствором, после чего ресуспендировали их уже в буферной смеси.
Для оценки количества ревертировавших микроорганизмов суспензию бактерий в буферном растворе разводили в 10 раз: 0,25 мл суспензии вносили в столбик, содержащий 2,5 мл голодного агара, который затем выливали на чашку с селективной средой. Для оценки выживаемости микроорганизмов суспензию бактерий в буферном растворе разводили сначала в 106 раз (серия из 6 последовательных разведений), а затем 0,25 мл полученной суспензии вносили в столбик, содержащий 2,5 мл полужидкого питательного агара, выливаемого на чашку с питательной средой (более подробное описание методики см. в [3]).
Полученные нами данные свидетельствуют о том, что выявление мутагенного эффекта металлов на микроорганизмы' ограничено их высокой бактерицидностыо. При действии всех изученных металлов, за исключением теллура, не удалось выявить четкой дозовой зависимости показателей выживаемости от дозы металла (см. таблицу). В широком диапазоне доз (различающихся на 2 порядка) вольфрам, рубидий и бериллий не оказали выраженного токсического действия на штамм ТА 1537. В опытах с ТА 1535 нетоксичными были рубидий и вольфрам. По действию на оба изученных штамма металлы расположились в следующем
Генотоксическое действие ряда металлов на микроорганизмы
Металл Доза, мкг на 1 пробу Доля выживших микроорганизмов Частота мутаций, • 10~~8 Кратность повышения частоты мутаций по сравнению с контролем
Штамм ТА 1535
Теллур 5 0,5 0,05 0,07* 0,35* 0,85 28,15* 11,98* 7,8 5,25 2,24 3,87
Контроль 1,0 5,36
Бериллий 5 0,5 0,05 0,17* 0,85 1,08 11,67* 1,39 1,63 5,67
Контроль 1.0 2,06
Медь 10 1 0,1 Щ 0,27* 0,83 0,96 9,70* 3,64 3,74 3,54 1,33 1,36
Контроль 1,0 2,74
Молибден 1000 100 10 0,06* 0,92 1,0 23,65* 2,43 3,43 7,10 1,03
Контроль 1,0 3,33
Таллий 1000 100 10 0,62* 0,70 0,97 2,68 1,41 2,20 1,32 1,08
Контроль 1,0 2,03
Селен 1000 100 10 0,57* 1,03 1,01 2,54 2,32 2,52
Контроль 1,01 3,42
Вольфрам 10 000 1000 100 1,18 1.13 1.14 2,84 3,05 2,62 |
Контроль 1,0 3,25
Рубидий 100 10 1 0,1 1,08 1,0 1,02 0,92 1,28 1,40 1,29 1,02 -
Контроль 1,0 1,82
Штамм ТА 1537
Теллур 5 0,5 0,05 0,22* 0,3* 0,97 18,5* 11,98* 7,6* 4,78 3,35 1,96
Контроль 1,0 3,87
Бериллий 5 0,5 0,05 0,85 1,07 1,29 5,64 4,2 3,71 1,46 1,09
Контроль 1,0 3,87
Медь 10 1 0,1 0,44* 1,09 1,0 8,91* 2,7 3,59 2,79 1,13
Контроль 1,0 3,19
Продолжение
Металл Доза, мкг на 1 пробу Доля выживших микроорганизмов Частота мутаций, •10"8 Кратность повышения частоты мутаций по сравнению с контролем
1000 0,04* 31,8* 12,87
Молибден 100 1,24 1,97 -
10 1,21 1,87 -
Контроль 1,0 2,47 •
1000 0,71* 7,75* 2,21
Таллий 100 1,17 3,72 1,06
10 0,98 4,59 1,31
Контроль 1,0 3,5
1000 0,6* 2,6 -
Селен 100 1,0 4,51 1,02
10 0,97 4,15 -
Контроль 1,0 4,41
10 000 1,18 2,29 -
Вольфрам 1000 1,13 3,02 -
100 1,14 2,9 -
Рубидий Контроль 100 10 1 0,1 1,0 1,09 1,06 1,21 1,22 3,65 3,34 4,86 4,53 3,47 -
Контроль 1,0 4,51
Примечание. Все дозы указаны в расчете на ион металла; звездочка — достоверные различия с контролем (р<0,05). — Частота мутаций в опыте ниже, чем в контроле.
порядке: Мо>Те>Си>5е>Т1. На фоне значительного токсического эффекта частота мутаций повышалась при действии максимальных доз бериллия- (ТА 1535), меди и молибдена (оба штамма). Таллий в максимальной из испытанных доз оказывал слабое мутагенное действие только на штамм ТА 1537. Дозозависимое изменение частоты мутаций (зависящее также от токсичности) наблюдалось при воздействии теллура на оба тестерных штамма. Селен, вольфрам и рубидий генотоксического действия в испытанной экспериментальной модели не проявили.
На основании полученных данных можно заключить, что реализация мутагенного действия металлов тесно сопряжена с изменением процессов жизнедеятельности микроорганизмов. Высокие дозы ряда металлов, блокируя обменные процессы, вызывают гибель значительной части микроорганизмов (до 90%). Тот факт, что мутагенное действие металлов проявляется лишь на уровне токсических доз, служит доказательством неспецифичности их мутагенного действия на микроорганизмы. Вследствие этого микробный тест может быть признан малоинформативным для скрининга наиболее опасных мутагенов среди металлов. Область его применения может быть ограничена решением определенных теоретических вопросов, например уточнением механизма индукции реверсий тем или иным металлом. В целях оценки прогностической значимости использованного микробиологического теста представляет интерес сопоставление выявленного нами ряда летальной токсичности испытанных металлов для микроорганизмов с распределением тех же металлов по показателям токсичности для млекопитающих. Принимая во внимание-явное отсутствие корреляции между двумя рядами токсичности, а также тесную (возможно, каузальную) связь между токсическим и мутагенным эффектами металлов, можно сделать вывод о низкой прогностической ценности использованного нами теста в отношении мутагенного действия металлов на млекопитающих.
Литература
1. Пылевой М. В. // Всесоюзное о-во генетиков и селекционеров им. Н. И. Вавилова: Съезд: Тезисы докладов.— М., 1987.— С. 83—84.
2. Сайченко С. П., Шарапова Н. Е. // Вопросы гигиены труда и профессиональной патологии в цветной металлургии.— М., 1987.— С. 97—101.
3. Тест-система оценки мутагенной активности загрязнителей среды на Salmonella: (Метод, указания) / Фонштейн Л. М., Калинина Л. М., Полухина Г. Н. и др.— М., 1976.
4. Arlauskas A., Baker R. S. U., Bonin A. M., Tandon R. К. Il Environm. Res.— 1985.—Vol. 36, N 2.—P. 379—388.
5. Brusick D., Gletten F., Jagannath D. R., Weekes V. // Mutât. Res.— 1970.— Vol. 38.— P. 387.
6. Kanematsu N., H ara M., Kada T. // Ibid.— 1980.— Vol. 77.— P. 109—116.
7. Nacamuro /(., Yoshikawa K., Sayato Y. // Ibid.— 1976.— Vol. 40.— P. 177—183.
8. Nishioka H. // Ibid.— 1975.— Vol. 3.— P. 185—189.
9. Rozenkranz H. S., Poirier L. A. // J. nat. Cancer Inst. (Wash.).— 1979.— Vol. 62.— P. 873—892.
Поступила 30.06.89
A. Ф. КОВАЛЕВ, 1990 УДК 613.t66.3-07
А. Ф. Ковалев
СТАТИСТИЧЕСКИЙ КРИТЕРИЙ ВРЕДНОСТИ ПРИ УСТАНОВЛЕНИИ ПОРОГОВ ДЕЙСТВИЯ
ХИМИЧЕСКИХ СОЕДИНЕНИЙ НА ОРГАНИЗМ
Рубежанский филиал НИИ органических полупродуктов и красителей
%
ф
В гигиенической литературе в качестве одного из статистических критериев вредности рекомендуется следующий критерий: «Изменения достоверно (р>0,05) отличаются от контроля и выходят за пределы (>2а) физиологических колебаний показателя для данного вида животных для данного времени года» [3, 4]. При практическом использовании этого критерия возникает вопрос: сколько вариант _(дат) выборочного массива должно выходить за пределы *±2а, чтобы действие химического соединения можно было расценивать как вредное? Достаточно одной или все без исключения? Очевидно, что в приведенной выше формулировке нет ответа на этот естественный с нашей точки зрения вопрос. Настоящая статья является попыткой получить этот ответ, используя средства теории вероятностей и математической статистики.
Из теории нормального распределения известно, что если \х — средняя генеральной совокупности, а а — среднеквадра-тическое отклонение, то интервал р,±2а включает в себя приблизительно 95 % вариант этой совокупности. Практически же исследователь располагает лишь выборочными оценками |х и а, т. е. выборочной средней и выборочным стандартным отклонением, используя которые, можно, как показано в [5], построить так называемый толерантный интервал, являющийся выборочной оценкой интервала р,±2а, внутри которого с заданной статистической надежностью р заключена доля вариант Р=95 % всей нормальной совокупности. Толерантный интервал имеет совсем иную природу, чем доверительный интервал для генеральной средней, хотя математически описывается подобной формулой Так
Таблица 1
0 Ъ
Допустимое число вариант (у), выходящих за пределы 95 % толерантного интервала, в зависимости от объема выборки
% п Y п Y
6 1 16 2
7 1 17 2
8 2 18 2
9 2 19 3
10 2 20 3
11 2 21 3
12 2 22 3
13 2 23 3
14 2 24 3
15 2
как исследователи всегда работают с выборками и параметры генеральной совокупности неизвестны, в качестве пределов физиологических колебаний следует использовать толерантный интервал. Хак, если объем выборки п—12, то толерантный интервал ^±3,1625 с вероятностью р=0,95 охватывает 95 % вариант генеральной совокупности, а интервал х± ±25 охватывает приблизительно 80 % вариант. Величина к в формуле х^кк-Б зависит от объема выборки, выбранного уровня статистической надежности и от доли вариант Р генеральной совокупности, которую мы хотим охватить. Таблицы для к при любых р, п и Р имеются в литературе по статистике [1]. Если в качестве физиологической нормы при п—12 выбирается толерантный интервал £±3,162$, то тем самым мы воспроизводим структуру генеральной совокупности в виде двух подмножеств: подмножество Р вариант, охватываемых толерантным интервалом, и подмножество ф вариант, выходящих за пределы интервала (Я=95 % и (2=5 %). Подмножество (3 — это множество редко встречающихся вариант. Поскольку выборки формируются случайным образом,
Таблица 2
Допустимое число вариант (7), выходящих за пределы непараметрического толерантного интервала (Р), в зависимости от
объема выборки при р=0,95
п я, % Q, % Y
6 42 58 5
7 48 52 6
8 53 47 6
9 57 43 6
10 61 39 7
11 64 36 7
12 66 34 7
13 68 32 7
14 70 30 7
15 72 28 7
16 74 26 7
17 75 25 7
18 76 24 8
19 77 23 8
20 78 22 8
21 79 21 8
22 80 20 8
23 81 19 8
24 82 18 8
%
