ГФ №11, том 1. Общие методы анализа редакционная коллегия государственной фармакопеи СССР
 Скачать 2.11 Mb.
|
|
йодида калия и оставляют на 15 мин в темном месте. После прибавления 100 мл воды выделившийся йод титруют раствором тиосульфата натрия (0,1 моль/л) (индикатор - крахмал). 1 мл раствора тиосульфата натрия (0,1 моль/л) соответствует 0,02703 г хлорида железа (III). Объем раствора хлорида железа (FеСl3 х 6Н2О) разбавляют таким образом, чтобы содержание хлорида железа в 1 мл составляло 0,045 г. Срок годности исходных растворов 1 год. Приготовление основных растворов Основные растворы получают смешением исходных растворов хлорида кобальта (А), бихромата калия (Б), сульфата меди (В) и хлорида железа (Г) с раствором серной кислоты (0,1 моль/л) в следующих соотношениях. Љ””””””””’”””””””’”””””””’”””””””’”””””””’”””””””””””””””””””””””Ї ЈОсновнойЈРастворЈРастворЈРастворЈРастворЈРаствор серной кислоты Ј Јраствор ЈА, мл ЈБ, мл ЈВ, мл ЈГ, мл Ј (0,1 моль /л), мл Ј “””””””””•”””””””•”””””””•”””””””•”””””””•”””””””””””””””””””””””¤ ЈI Ј35,00 Ј 8,00 Ј17,00 Ј40,00 Ј - Ј ЈII Ј 9,50 Ј10,70 Ј 1,90 Ј 4,00 Ј 73,90 Ј ЈIII Ј40,50 Ј 6,30 Ј 6,10 Ј12,00 Ј 35,10 Ј ЈIV Ј 3,50 Ј10,40 Ј20,10 Ј 4,00 Ј 62,00 Ј ђ””””””””‘”””””””‘”””””””‘”””””””‘”””””””‘”””””””””””””””””””””””‰ Срок годности основных растворов 1 год. Приготовление эталонов Эталоны для сравнения приготавливают из основных растворов путем разбавления их раствором серной кислоты (0,1 моль/л). Эталоны следует хранить по 5 мл в бесцветных, герметически укупоренных пробирках или запаянных ампулах вместимостью 5 мл в защищенном от света месте. Срок годности эталонов N 1, 2, 3, 4 - 4 дня. Эталоны N 5, 6, 7 следует применять свежеприготовленными. Љ”””’””””””””””””””””’””””””””””””””””’””””””””””””””””’””””””””””””””””Ї ЈН эЈЭталоны коричне-Ј Эталоны желтых ЈЭталоны розовых ЈЭталоны зеленых Ј Јо тЈвых оттенков Ј оттенков Ј оттенков Ј оттенков Ј Јм а“””””””””””””””””•””””””””””””””””•””””””””””””””””•””””””””””””””””¤ Је лЈ Ј Ј Ј Ј Јр оЈ шкала а Ј шкала б Ј шкала в Ј шкала г Ј Ј нЈ Ј Ј Ј Ј Ј аЈ Ј Ј Ј Ј Ј “””””””””’”””””””•””””””””’”””””””•””””””””’”””””””•””””””””’”””””””¤ Ј ЈосновнойЈрастворЈосновнойЈрастворЈосновнойЈрастворЈосновнойЈрастворЈ Ј Јраствор Јсерной Јраствор Јсерной Јраствор Јсерной Јраствор Јсерной Ј Ј Ј I, мл ЈкислотыЈII, мл ЈкислотыЈIII, мл ЈкислотыЈIV, мл ЈкислотыЈ Ј Ј Ј(0,1 Ј Ј(0,1 Ј Ј(0,1 Ј Ј(0,1 Ј Ј Ј Јмоль/ Ј Јмоль/ Ј Јмоль/ Ј Јмоль/ Ј Ј Ј Јл), мл Ј Јл), мл Ј Јл), мл Ј Јл), мл Ј “”””•””””””””•”””””””•””””””””•”””””””•””””””””•”””””””•””””””””•”””””””¤ Ј1. Ј100,00 Ј - Ј100,00 Ј - Ј 100,00 Ј - Ј100,00 Ј - Ј Ј2 Ј 50,00 Ј 50,00 Ј 50,00 Ј 50,00 Ј 50,00 Ј 50,00 Ј 50,00 Ј 50,00 Ј Ј3. Ј 25,00 Ј 75,00 Ј 25,00 Ј 75,00 Ј 25,00 Ј 75,00 Ј 25,00 Ј 75,00 Ј Ј4. Ј 12,50 Ј 87,50 Ј 12,50 Ј 87,50 Ј 12,50 Ј 87,50 Ј 12,50 Ј 87,50 Ј Ј5. Ј 6,30 Ј 93,70 Ј 6,30 Ј 93,70 Ј 6,30 Ј 93,70 Ј 6,30 Ј 93,70 Ј Ј6. Ј 3,10 Ј 96,90 Ј 3,10 Ј 96,90 Ј 3,10 Ј 96,90 Ј 3,10 Ј 96,90 Ј Ј7. Ј 1,60 Ј 98,40 Ј 1,60 Ј 98,40 Ј 1,60 Ј 98,40 Ј 1,60 Ј 98,40 Ј ђ”””‘””””””””‘”””””””‘””””””””‘”””””””‘””””””””‘”””””””‘””””””””‘”””””””‰ При сравнении окраски испытуемого раствора с эталонами указывают, кроме номера эталона, букву шкалы. Например, окраска раствора не должна превышать эталон N 5б. Примечание. Раствор серной кислоты (0,1 моль/л): медленно и осторожно, при постоянном перемешивании, вливают 6 мл концентрированной серной кислоты в 1020 мл воды. ОПРЕДЕЛЕНИЕ ПРОЗРАЧНОСТИ И СТЕПЕНИ МУТНОСТИ ЖИДКОСТЕЙ Прозрачность и степень мутности жидкостей определяют путем сравнения испытуемой жидкости с растворителем или эталонами. Испытание проводят при освещении электрической лампой матового стекла мощностью 40 Вт на черном фоне при вертикальном расположении пробирок (рис. 21) <*>. -------------------------------- <*> Рис. 21. Схема просмотра прозрачности и степени мутности жидкостей: 1 - источник света; 2 - экран; 3 - зона контроля; 4 - глаза. (Рисунок не приводится). Жидкость считают прозрачной, если при ее рассмотрении невооруженным глазом не наблюдается присутствие нерастворенных частиц, кроме единичных волокон. Сравнение проводят с растворителем, взятым для приготовления жидкостей. Эталонами для определения степени мутности служат взвеси из гидразина сульфата и гексаметилентетрамина. I. Приготовление раствора гидразина сульфата. 0,50 г гидразина сульфата (ГОСТ 5841-74, ч.д.а.) помещают в мерную колбу вместимостью 50 мл, растворяют в 40 мл воды, перемешивают, доводят объем раствора водой до метки и оставляют на 6 ч. II. Приготовление раствора гексаметилентетрамина. 3,00 г гексаметилентетрамина растворяют в 30 мл воды, взятых пипеткой или бюреткой. III. Приготовление исходного эталона. К 25 мл раствора гидразина сульфата прибавляют 25 мл раствора гексаметилентетрамина, тщательно перемешивают и оставляют на 24 ч. Растворы гидразина сульфата и гексаметилентетрамина берут пипеткой или бюреткой. Срок годности исходного эталона 2 мес в склянках с притертыми пробками. Примечание. Перед применением исходный эталон, основной эталон и эталонные растворы следует тщательно перемешать в течение 3 мин. IV. Приготовление основного эталона. 15 мл исходного эталона, взятого пипеткой, помещают в мерную колбу вместимостью 1 л, доводят объем жидкости водой до метки и перемешивают. Срок годности основного эталона 24 ч. V. Приготовление эталонных растворов. Для приготовления эталонных растворов I, II, III, IV основной эталон берут пипеткой или бюреткой в мерную колбу вместимостью 100 мл и доводят объем жидкости водой до метки. Љ”””””””””””””””””””’””””””””””””””””””””””””””””””””””””””””””””Ї Ј Ј Эталонные растворы Ј “”””””””””””””””””””•”””””””””’””””””””””’”””””””””””’”””””””””””¤ Ј Ј I Ј II Ј III Ј IV Ј Ј “”””””””””•””””””””””•”””””””””””•”””””””””””¤ ЈОсновной эталон, млЈ 5 Ј 10 Ј 30 Ј 50 Ј ЈВода, мл Ј 95 Ј 90 Ј 70 Ј 50 Ј ђ”””””””””””””””””””‘”””””””””‘””””””””””‘”””””””””””‘”””””””””””‰ Эталонные растворы I, II, III, IV должны быть свежеприготовленными. Для сравнения берут равные объемы эталонного раствора и испытуемой жидкости (5 или 10 мл). Сравнение проводят в пробирках бесцветного стекла или стекла одинакового оттенка, одного и того же диаметра с притертыми пробками. Определение степени мутности окрашенных жидкостей производят в компараторе. Часть испытуемой жидкости фильтруют через бумажный фильтр; в компараторе помещают рядом пробирки с фильтрованной и нефильтрованной жидкостями; позади пробирки с нефильтрованной жидкостью ставят пробирку с растворителем, позади пробирки с фильтрованной жидкостью помещают последовательно пробирки с соответствующими эталонами мутности до появления мути, сходной с мутью нефильтрованной жидкости. Пробирки просматривают при подсвечивании электрической лампой 40 Вт. СТАТИСТИЧЕСКАЯ ОБРАБОТКА РЕЗУЛЬТАТОВ ХИМИЧЕСКОГО ЭКСПЕРИМЕНТА И БИОЛОГИЧЕСКИХ ИСПЫТАНИЙ В настоящей статье для предпочтительного использования приняты следующие обозначения: А - измеряемая величина; а - свободный член линейной зависимости; b - угловой коэффициент линейной зависимости; 0 D , D - доза стандартного и испытуемого препаратов; F - критерий Фишера; f - число степеней свободы; i - порядковый номер варианты; L - фактор, используемый при оценке сходимости результатов параллельных определений; m, n - объемы выборки; _ Р, Р - доверительная вероятность соответственно при дву- и односторонней постановке задачи; Q1, Qn - контрольные критерии для индентификации грубых ошибок; R - размах варьирования; r - коэффициент корреляции; s - стандартное отклонение; 2 s - дисперсия; s_ - стандартное отклонение среднего результата; х s - логарифмическое стандартное отклонение; lg 2 s - логарифмическая дисперсия; lg s _ - логарифмическое стандартное отклонение среднего lg x результата; g 2 2 2 s , s , s - общая дисперсия и дисперсия коэффициентов 0 b а линейной зависимости; t - критерий Стьюдента; U - коэффициент для расчета границ среднего результата гарантии качества анализируемого продукта; W - весовой коэффициент пробита; х, y - текущий координаты в уравнении линейной зависимости; _ Y - активность препарата; Xi, Yi - вычисленные, исходя из уравнения линейной зависимости значения переменных х и у; Y - пробит; _ _ х, y - средние выборки (координаты центра линейной зависимости); х , y - i-тая варианта (i-тая пара экспериментальных i i значений х и у); _ _ х +/-"ДЕЛЬТА"х - граничные значения доверительного интервала среднего результата; х +/-"ДЕЛЬТА"х - граничные значения доверительного интервала i результата отдельного определения; "ДЕЛЬТА" - разность некоторых величин; "альфа" - уровень значимости, степень надежности; "ДЕЛЬТА"х - полуширина доверительного интервала величины; "дельта" - относительная величина систематической ошибки; "эпсилон", - относительные ошибки соответственно результата _______ отдельного определения и среднего результата; "эпсилон" "ми" - истинное значение измеряемой величины; SUM - знак суммирования (сумма); 2 "хи" - критерий хи - квадрат. I. СТАТИСТИЧЕСКАЯ ОБРАБОТКА РЕЗУЛЬТАТОВ ХИМИЧЕСКОГО ЭКСПЕРИМЕНТА Метрологические характеристики методов и результатов, получаемых при статистической обработке данных эксперимента, позволяют проводить оценку и сравнение как экспериментальных методик, так и изучаемых объектов и на этой основе решать ряд прикладных задач, связанных с определением статистической достоверности результатов исследования. I.1. ОСНОВНЫЕ СТАТИСТИЧЕСКИЕ ХАРАКТЕРИСТИКИ ОДНОРОДНОЙ ВЫБОРКИ И ИХ ВЫЧИСЛЕНИЕ Проверка однородности выборки. Исключение выпадающих значений вариант. Термином "выборка" обозначают совокупность статистически эквивалентных результатов (вариант). В качестве такой совокупности можно, например, рассматривать ряд результатов, полученных при параллельных определениях содержания какого-либо вещества в однородной по составу пробе. Допустим, что отдельные значения вариант выборки объема n обозначены через х (1 <= i <= n) и расположены в порядке возрастания: i х ; х ; ... х ; ... х ; х , (I.1.1) 1 2 i n - 1 n Результаты, полученные при статистической обработке выборки, будут достоверны лишь в том случае, если эта выборка однородна, т.е. если варианты, входящие в нее, не отягощены грубыми ошибками, допущенными при измерении или расчете. Такие варианты должны быть исключены из выборки перед окончательным вычислением ее статистических характеристик. Для выборки небольшого объема (n < 10) идентификация вариант, отягощенных грубыми ошибками, может быть выполнена, исходя из величины размаха варьирования R (см. уравнения I.1.12, I.1.13 а, б). Для идентификации таких вариант в выборке большого объема (n >= 10) целесообразно проводить предварительную статистическую обработку всей выборки, полагая ее однородной, и уже затем на основании найденных статистических характеристик решать вопрос о справедливости сделанного предположения об однородности (см. выражение I.1.14). _ В большинстве случаев среднее выборки х является наилучшей оценкой истинного значения измеряемой величины "ми", если его вычисляют как среднее арифметическое всех вариант: n SUM х _ 1 i х = --------- (I.1.2) n _ При этом разброс вариант х , вокруг среднего х характеризуется i величиной стандартного отклонения s. В количественном химическом анализе величина s часто рассматривается как оценка случайной ошибки, свойственной данному методу анализа. Квадрат этой величины 2 s называют дисперсией. Величина дисперсии может рассматриваться как мера воспроизводимости результатов, представленных в данной 2 выборке. Вычисление величин s и s проводят по уравнениям I.1.5 и I.1.6. Иногда для этого предварительно определяют значения отклонений d и число степеней свободы (число независимых i вариант) f: _ d = х - х ; (I.1.3.) i i f = n - l; (I.1.4.) n 2 n 2 - 2 SUM d SUM х - nх 2 1 i 1 i s = --------- = ---------------; (I.1.5.) f f ---- / 2 s = / s . (I.1.6.) Стандартное отклонение среднего результата S_ рассчитывают по по уравнению: х s s_ = -------. (I.1.9.) х --- / n Примечание I.1.1. При наличии ряда из g выборок с порядковыми 2 номерами k (l <= k <= g) расчет дисперсии s целесообразно проводить по формуле: i=n Љ i=n Ї k=g k 2 k=g 2 k=g Ј k 2 _2 Ј SUM SUM d SUM [(n - 1) s ] SUM Ј SUM х - n х Ј 2 k=1 i=1 ik k=1 k k k=1 ђ i=1 ik k k ‰ s = ------------- х ----------------- = ------------------------ f f f (I.1.7.) При этом число степеней свободы равно: k=g f = SUM (n - 1). (I.1.8.) k=1 k где х - среднее k - той выборки; n - число вариант в k-той k k 2 выборке; х - i-тая варианта k-той выборки; s - дисперсия k-той ik k выборки; d - отклонение i-той варианты k-той выборки. ik Необходимым условием применения уравнений I.1.7 и I.1.8 является отсутствие статистически достоверной разницы между 2 отдельными значениями s . В простейшем случае сравнение крайних k 2 значений s проводят, исходя из величины критерия F, которую k вычисляют по уравнению I.3.4 и интерпретируют, как указано в разделе I.3. Примечание I.1.2. Если при измерениях получают логарифмы искомых вариант, среднее выборки вычисляют как среднее геометрическое, используя логарифм вариант: n SUM lg х _ 1 i lg х = ------------ , (I.1.10) g n откуда _ ------------ _ х = n / х1х2... х = antilg (lg х ). (I.1.11) g / n g 2 Значения s , s и s_ в этом случае также рассчитывают, х исходя из логарифмов вариант, и обозначают соответственно через 2 _ s , s и s х . lg lg lg g Пример I.1.1. При определении содержания стрептоцида в образце линимента были получены следующие данные. Љ”””””””””””””””””’””””””””’””””””””’””””””””’””””””””’””””””””””Ї Ј Номер опыта i Ј 1 Ј 2 Ј 3 Ј 4 Ј 5 Ј “”””””””””””””””””•””””””””•””””””””•””””””””•””””””””•””””””””””¤ Ј х , % Ј 9,52 Ј 9,55 Ј 9,83 Ј 10,12 Ј 10,33 Ј Ј i Ј Ј Ј Ј Ј Ј ђ”””””””””””””””””‘””””””””‘””””””””‘””””””””‘””””””””‘””””””””””‰ n = 5; f = n - 1 = 5 - 1 = 4 n SUM х 9,52 + 9,55 + 9,83 + 10,12 + 10,33 1 i х = ------- = ---------------------------------- = 9,87. n 5 _ d = Јx - xЈ = Јx - 9,87Ј, т.е. d1 = Ј9,52 - 9,87Ј = 0,35 и т.д. i i i n n 2 _2 SUM d SUM х - nх 2 1 i 1 i s = ------- = ------------- = f f 2 2 2 2 2 2 (9,52 + 9,55 + 9,83 + 10,12 + 10,33 ) - 5 х 9,87 = ----------------------------------------------------- = 0,1252; 4 --- / 2 ------- s = / s = / 0,1252 = 0,3538; s 0,3538 s_ = ------- = ------- = 0,1582. х ---- ---- / n / 5 2 Как было указано выше, значения х, s , s и s_ могут быть х признаны достоверными, если ни одна из вариант выборки не отягощена грубой ошибкой, т. е. если выборка однородна. Проверка однородности выборок малого объема (n < 10) осуществляется без предварительного вычисления статистических характеристик, с этой целью после представления выборки в виде I.1.1 для крайних вариант х1 и x рассчитывают значения контрольного критерия Q, исходя из |