Simulation of genetic systems

Summary The effects of intense normalizing selection have been studied, using computer simulation, for models of 3, 4, 5, 6, 8, 12 and 24 loci. The effectiveness of such selection in reducing heterozygosity decreases with increase of the number of loci to a limit that is only slightly greater than that consequent from random genetic dispersion, if the loci are freely recombining. Tight linkage markedly reduces the rate of loss of heterozygosity for small numbers of loci, but this effect of tight linkage decreases with increase of the number of loci.

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Zusammenfassung Es wird die Wirkung normalisierender Selektion für 3, 4, 5, 6, 8, 12 und 24 Loci unter Verwendung von Computer-Simulationen untersucht. Die Wirksamkeit derartiger Selektion hinsichtlich der Reduzierung der Heterozygotie nimmt mit zunehmender Zahl der Loci bis zu einem Grenzwert ab, der nur größer ist als der aus zufällinger genetischer Dispersion folgende, wenn die Loci frei miteinander Rekombinieren. Enge Koppelung reduziert die Rate des Heterozygotenverlustes bei kleiner Zahl von Loci beträchtlich, jedoch nimmt dieser Effekt der engen Koppelung mit steigender Zahl der Loci ab.

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This research was supported by NIH Grant GM-11778.     

Simulation of quantitative characters by genes with biochemically definable action. III. The components of genetic effects in the inheritance of anthocyanins in Matthiola incana R. Br.

Summary In a self-pollinated plant species, Matthiola incana R. Br., six groups of isogenic lines were developed which were ideally suited for investigating the properties of individual genes controlling a quantitative character. Each group consisted of four homozygous parents for two alleles at each of the two loci in a common genetic background. A complete 4 × 4 diallel cross was obtained in each group. Because of the identical genetic background each diallel set could be considered as a genetic system of two loci. The biochemical functions of the alleles at each locus modifying the structure of the anthocyanin molecule were known. The phenotypes of the nine possible genotypes were qualitatively distinguishable by their flower colour differences. A quantitative measure of the phenotypic value associated with a genotype is the concentration of anthocyanins in flower tissues. In these simplified genetic systems, the nine phenotypic values could be expressed in terms of nine biometrical quantities, eight of which are attributable to the genetic effects of the alleles at the two loci under consideration. An unique solution of the set of nine equations in nine unknowns provided direct estimates of the parameters specifying additive, dominance and epistatic effects. Thus the effects of individual genes in a well-defined genetic background could be estimated by the use of a simple additive genetic model. An extension of the model provided estimates of the genetic parameters in different years and genetic backgrounds.Dominance was found to be the most important type of gene action in the inheritance of anthocyanin content in the flower tissues of M. incana. There was considerable epistasis, but the effect was very unstable over years and genetic backgrounds. The relative magnitude of additive effect was most stable. Heterosis was observed and was found to be largely due to dominance and additive × dominance interactions.

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Zusammenfassung In der selbstbefruchtenden Gartenpflanze Matthiola incana wurde eine Reihe weitgehend isogener Linien entwickelt, die sich in idealer Weise zur Untersuchung der Beiträge einzelner definierter Gene und Genkombinationen zu einem quantitativen Merkmal eignen. Das Material wurde in 6 Gruppen eingeteilt. Jede Gruppe besteht aus 4 homozygoten Eltern, die sich aus der Variation zweier Loci mit je zwei Allelen vor einem gemeinsamen genetischen Hintergrund ableiten und nach dialleler Kreuzung alle kombinatorisch möglichen Genotypen ergeben. Jeder diallele Satz stellt somit ein genetisches System mit zwei Loci dar, dessen qualitative Beiträge zur Modifikation der Anthocyanmoleküle bekannt sind und dessen quantitative Beiträge zur Gesamtkonzentration der Anthocyane gemessen werden. In diesen vereinfachten genetischen Systemen können die Phänotypenwerte der 9 Genotypen durch 9 biometrische Quantitäten beschrieben werden, von denen 8 den genetischen Effekten der variierten Loci und einer dem Beitrag des genetischen Hintergrundes zugeschrieben werden könen. Anhand eines einfachen linearen Modells werden Parameter für die additiven, Dominanz- und Epistasieeffekte der einzelnen Gene aus einem Satz von 9 Gleichungen mit 9 Unbekannten direkt geschätzt. Eine Erweiterung des Modells erlaubt die Schätzung der Parameter in verschiedenen Jahren und mit wechselndem genetischem Hintergrund. Für die Ausbildung des quantitativen Merkmals Anthocyangehalt der Blüten von Matthiola incana erwiesen sich die Dominanzkomponenten als der entscheidende Typ der Genwirkung. Ferner wurde ein erheblicher Epistasieanteil geschätzt, jedoch waren diese Beiträge nicht konstant, da sie über die Jahre variierten und eine starke Abhängigkeit von der Art des genetischen Hintergrundes zeigten. Der relative Anteil der additiven Komponenten erwies sich dagegen zwar als gering, jedoch sehr stabil. Beobachtete Heterosiseffekte müssen zum Teil den Dominanzkomponenten, zum Teil der Interaktion zwischen additiven und Dominanzkomponenten zugeschrieben werden.

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This work was carried out while the senior author held a research fellowship awarded by the Alexander von Humboldt-Stiftung of Bad Godesberg, Germany, which is gratefully acknowledged.

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Research supported by Deutsche Forschungsgemeinschaft.     

The role of finite population size and linkage in response to continued truncation selection

Summary In an attempt to analyse long-term response in finite dioecious populations, selection processes are simulated on a computer with situations of parental population size, linkages between loci, selection intensity, and heritability, specified in a 3⁴ factorial design. A diploid polygenic system of 40 loci on 4 chromosomes is considered for additive genes. Linkage levels are specified as free recombinations, adjacent loci 5 map units apart, and as clusters on chromosomes with a distance of only .5 units between adjacent loci. Parental populations of 8, 16, and 64, truncation selection of 1/2, 1/4, and 1/8 of the progeny each generation, and initial heritability of 1, 1/3, and 1/9 are simulated for various populations.For these populations, which are initially samples from a theoreticalHardy-Weinberg situation, it is shown that an initial linear phase of response, which may last for only 2 or 3 generations in some cases, depends on the intensity of selection alone. The effects and interactions of all the above factors on the curvilinearity of response in later generations are analysed. It appears that linkages between loci have a strong influence in reducing the rate of response and the total response. In the extreme cases of gene clusters in a parental population size of 8 with low heritability, truncation selection is relatively almost completely ineffective in causing change in the mean over generations. The effect of tight linkage is also exhibited in causing more reduction in genotypic variance than can be accounted for by corresponding response.The depressing effect of finiteness of population size on the rate of response and the total response appears to increase in geometric proportion with linkages between loci. The number of generations to fixation appears to be reduced in a similar manner. A strong interaction between population size and linkage is thereby found in various analyses. With parental populations as large as 64, linkage effects on response are negligible when recombinations between adjacent loci are .05 or more. In such situations there is a slower rate of response in later generations with linkage but the total response attained and the rate of fixation of inferior genes is about the same as for free recombinations. Increase in the intensity of selection appears to augment the effects of linkage in reducing the rate of response in later generations. This type of interaction is attributed to the accumulation of gametic disequilibria due to selection which are retained in the population over generations with linkage.

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Zusammenfassung In der Absicht, das Verhalten einer begrenzten diözischen Population über einen langen Zeitraum zu analysicren, wurden Selektionsvorgänge auf einem Computer simuliert. Hierbei wurden die Größe der Elterpopulation, die Koppelung zwischen den Loci, die Selektionsintensität und die Heritabilität in einem 3⁴-faktoriellen Versuch variiert. Es wird ein diploides polygenes System mit vierzig Loci auf vier Chromosomen mit additiver Genwirkung zugrunde gelegt. Für die Koppelungsbeziehungen werden freie Rekombination, ein Abstand von fünf Rekombinationseinheiten zwischen benachbarten Loci und die Bildung von Genclustern auf den Chromosomen mit jeweils nur 0,5Morgan-Einheiten Abstand zwischen benachbarten Loci angenommen. Es werden elterliche Populationen des Umfanges 8, 16 und 64, trunkierende (stutzende) Selektion mit einer Fraktion von 1/2, 1/4 und 1/8 der Nachkommen je Generation und eine ursprüngliche Heritabilität von 1, 1/3 und 1/9 für verschiedene Populationen simuliert.Für alle jene Populationen, die ursprünglich als Stichproben aus einer theoretischenHardy-Weinberg-Situation stammen, kann gezeigt werden, daß eine anfänglich lineare Phase der Reaktion, die in einigen Fällen nur über zwei bis drei Generationen anhält, allein von der Selektionsintensität abhängt. Die Wirkungen und Wechselwirkungen aller oben genannten Faktoren auf die Nichtlinearität der Reaktion in späteren Generationen wird untersucht. Es zeigt sich, daß Koppelung zwischen den Loci einen starken Einfluß auf die Reduktion der Reaktionsgeschwindigkeit und auf die Endreaktion ausübt. In dem extremen Fall der Gencluster in einer Ausgangspopulation des Umfanges 8 mit geringer Heritabilität ist die trunkierende Selektion hinsichtlich der Änderung des Mittels über Generationen hinweg praktisch völlig unwirksam. Die Wirkung enger Koppelung manifestiert sich außerdem in einer stärkeren Reduktion der genotypischen Varianz, als sie auf Grund der entsprechenden Reaktion erklärt werden kann. Der reduzierende Effekt der Begrenzung des Populationsumfanges auf die Reaktionsgeschwindigkeit und die Endreaktion erweist sich als geometrisch proportional zur Koppelung zwischen den Loci. Die Zahl der Generationen bis zur Fixierung wird in ähnlicher Weise reduziert. Hierbei wird eine starke Wechselwirkung zwischen der Populationsgröße und der Koppelung in den verschiedenen Untersuchungen beobachtet. Der Einfluß der Koppelung auf die Reaktion der Populationen kann vernachlässigt werden, wenn die elterliche Population den Umfang 64 hat und die Rekombination zwischen benachbarten Loci 0,05 übersteigt. In derartigen Situationen gibt es zwar eine langsamere Antwortrate in späteren Generationen mit Koppelung, jedoch ist die Endreaktion, die erreicht wird, und die Fixierungsrate überlegener Gene etwa die gleiche wie bei freier Spaltung. Eine Zunahme der Selektionsintensität scheint die Wirkung der Koppelung hinsichtlfch der Reduktion der Reaktionsgeschwindigkeit in späteren Generationen zu vergrößern. Dieser Typ der Wechselwirkung wird der Häufung gametischer Ungleichgewichte, die infolge der Selektion über Generationen in der Population erhalten werden, zugeschrieben.

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Journal Paper No. 5872, Iowa Agriculture and Home Economics Experiment Station, Ames, supported by National Science Foundation Grant 19218 and National Institute of Health Grant GM-13827.

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On leave fromWest Pakistan Agricultural University Lyallpur.

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Statistical Laboratory and Department of Animal Science, respectively.     

Simulation of quantitative characters from qualitatively acting genes

Summary The phenotypes associated with the nine genotypes in a quantitative genetic system consisting of two loci, each having two alleles can be described in terms of nine parameters, giving a system of nine linear equations. Populations with desired magnitudes and known nature of intra- and interlocus interactions are obtained by the use of this linear combination model. The total sums of squares for genotypes in these populations are partitioned into orthogonal components denoting additive and dominance effects of the two loci and the four types of nonallelic interactions between them. In most cases, the relative magnitudes of dominance and epistatic variances are found to be considerably smaller than the actual proportions of these genetic effects. Duplicate interaction produces larger epistatic variance than complementary type of gene interaction. At the higher levels of epistasis, dominant epistasis yields much larger epistatic variance than recessive epistasis. No epistatic variance is produced in the absence of epistatic effects. But, appreciable contributions of additive and dominance gene actions to the total genotypic variability are obtained even in the complete absence of these effects, if additive × dominance and dominance × dominance epistatic effects, respectively, are present. It is concluded that in elucidating the nature of gene action in simplified genetic systems, the estimates of first degree parameters obtained from the linear combination model are more useful than the orthogonal components of genotypic sum of squares.

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Zusammenfassung Die in einem quantitativ-genetischen System mit je 2 Allelen an 2 Loci möglichen 9 Phänotypen, die mit den entsprechenden Genotypen assoziiert sind, können durch einen Satz von 9 linearen Gleichungen beschrieben werden. Mit Hilfe dieses Modells der linearen Kombination wurden Populationen mit willkürlich gewählter Dimension und Art der Interaktion innerhalb der und zwischen den Loci konstruiert. Die Gesamtsummen der Abweichungsquadrate für die Genotypen derartiger Populationen werden in orthogonale Komponenten zerlegt, die den additiven und den Dominanz-Effekten bzw. den vier Arten der nichtallelen Interaktion der beiden Loci zugeschrieben werden können. In der Mehrzahl der Fälle sind die relativen Größenordnungen der Dominanz- und Epistasie-Varianzen wesentlich kleiner als die tatsächlichen Anteile dieser Effekte. Eine gegenseitige Vertretbarkeit nichtalleler Gene (duplicate gene action, 15:1-Spaltung) führt zu einer größeren Epistasievarianz als komplementäre Genwirkung (9:7-Spaltung). Bei stark ausgeprägter Epistasie führt die sog. dominante Epistasie (12:3:1-Spaltung) zu einer wesentlich größeren Epistasievarianz als die rezessive Epistasie (9:3:4-Spaltung). In Abwesenheit epistatischer Effekte wird keine Epistasievarianz beobachtet. Jedoch werden bemerkenswerte Beiträge additiver und dominanter Genwirkungen zur genotypischen Gesamtvariabilität auch bei völliger Abwesenheit derartiger Wirkungen beobachtet, wenn Interaktionen des Typs additiv × dominant bzw. dominant × dominant vorliegen. Hieraus wird geschlossen, daß die Aufklärung der Art der Genwirkung in einfachen genetischen Systemen gezeigt hat, daß die Schätzwerte der Parameter 1. Grades, die aus dem zitierten Modell mit linearer Kombination erhalten werden können, brauchbarer sind als die orthogonalen Kombinationen der genotypischen Summe der Abweichungsquadrate.

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The investigation was supported by the grant number A6221 of the National Research Council of Canada.     

Preliminary investigation into a neural net theory of color vision

Summary This paper reports results of an investigation of the problem of vertebrate color vision by means of a theoretical model, which, although it uses one kind of receptor, can be adapted to a multireceptor concept. It is assumed (1) that the time constant of the change of the receptor potential conveys the color information of the stimulus, whereas the magnitude of the potential is correlated with stimulus intensity and (2) that a group of cells, tentatively identified as ganglion cells, are associated with each receptor field. These cells fire only if the time constant falls within a certain range. Thus, the visual spectrum is divided into regions and the information is transmitted to the central nervous system. Wave length discrimination in the theoretical model is accomplished by one kind of retinal neural nets that are biased differentially. An analog computer was used in this initial phase of the investigation. Care has been taken to ensure that the model satisfies current anatomical and physiological knowledge. It has produced results similar to Granit's (1955) spectral sensitivity and Kelly's (1961) amplitude sensitivity curves. The model, which will predict subjective color phenomena at appropriate frequencies, has raised questions amenable to psychophysiological techniques.

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Zusammenfassung Dieser Bericht enthält die Ergebnisse einer Untersuchung des Farbensehens der Wirbeltiere, dargestellt in einem theoretischen Modell, das, obgleich es nur einen Receptor besitzt, auch auf mehrere Receptoren erweitert werden kann. Es wird angenommen 1., daß die Zeitkonstante der Veränderung des Receptor-Potentials die Farbeninformation des Lichtreizes überträgt, während die Potentialgröße mit der Intensität des Lichtreizes zusammenhängt, und 2., daß eine Gruppe von Zellen, die vorläufig als Ganglionzellen angenommen werden, mit jedem Receptorfeld assoziiert sind. Diese Zellen werden nur dann aktiviert, wenn die Zeitkonstante in einen bestimmten Bereich fällt. Demgemäß kann das visuelle Spektrum in Bereiche eingeteilt werden, die die Information aus diesem Bereich an das Zentralnervensystem weiterleiten. Die Unterscheidung der Wellenlängen in dem theoretischen Modell erreicht man durch ein Teilmodell der Retina, das differentiell beeinflußt wird. Ein Analogrechner wurde bei dieser Voruntersuchung verwandt. Es wurde besonders darauf geachtet, daß das Modell mit dem heutigen Stand des Wissens der Anatomie und Physiologie übereinstimmt. Die Ergebnisse ähneln den Verläufen von Granits Spektralempfindlichkeit und Kellys Amplitudenempfindlichkeit. Das Modell, das Subjektive Farben-Erscheinungen bei passenden Frequenzen voraussagt, wirft Fragen auf, die psychophysiologischen Methoden zugänglich sind.

     

A genetic model having complex linkage behaviour

Summary A genetic model is discussed in which the position and nature of equilibrium points for gamete frequencies depends in an unusual way on the degree of linkage between the loci involved. A complete mathematical analysis is made of the model: this is followed by a verbal discussion of the effect of linkage on such models.

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Zusammenfassung Es wird ein genetisches Modell behandelt, in demdie Lage und Art der Gleichgewichtspunkte für die Gametenfrequenz in ungewöhnlicher Weise von dem Grad der Kopplung zwischen den beiden in Frage kommenden Loci abhängen. Für das Modell wird eine vollständige mathematische Analyse vorgelegt und anschließend die Wirkung besprochen, welche die Kopplung in derartigen Modellen hat.

     

Basic loci in cultivation of certain crops in the past and modern times

Summary In 1968 H. Brücher asked: Gibt es Genzentren? He proposed a negative answer, but was wrong. The geographical distribution of the majority of crops is not even over all parts of their areas. There are loci of great abundance and regions of small plantations. The abundance of individuals in the large plantation is a factor favouring the display of genetic variability (an increase of the mutation number). The variability of ecological conditions, the antiquity of cultivation and the possibility of interspecific hybridization in such loci promote genetic variability; but a uniformity of ecological conditions and strong selection (natural or artificial) can eliminate new genotypes arising and preserve the homogeneity of the initial populations. Therefore loci of great genetic variability (Genzentren) exist only in conditions favourable for agriculture (with weak natural selection) and in conditions of a primitive consumer agriculture (without strong artificial selection). Loci of genetic variability can be observed in the following regions of a past or existing plantation abundance: in the ancient primary regions of domestication of certain plants; in the regions of ancient large scale cultivation around the primary domestication centers; and in the secondary loci of abundance in conditions favourable for agriculture where certain crops migrated from their primary cultivation regions. Certain loci of abundance (ancient and modern) have no noticeable genetic variability in their different crops, which are relatively uniform there. Such loci of abundance without genetic variability are either disposed at the periphery of the area of the particular crop, with worse natural conditions than in the rest of the area (control by strong natural selection), or are new loci of abundance in conditions of commercial agriculture (control by regular plant-breeding).All loci of polymorphism (Genzentren) are undoubtedly a temporary historical phenomenon. The absence of regular plant breeding was an indispensable condition for the rise of genetic variability loci in the regions of plantation abundance of certain crops. In modern times plant breeding becomes an inevitable component of commercial agriculture. Thus new loci of abundance have no great genetic variability and ancient centres of polymorphism of different crops now go to ruin, giving place to plantations of the few best varieties. Loci of genetic variability are now a relic of the past, while loci of abundance with the few best varieties conform with the economics of modern world agriculture, which aspires to cultivate each crop in the regions where its production cost will be lower and to avoid areas with an expensive product.

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Zusammenfassung H. Brücher stellte 1968 die Frage: Gibt es Genzentren? Er verneinte sie zu Unrecht. Die geographische Verbreitung von Kulturpflanzen ist im allgemeinen innerhalb ihrer Areale ungleichmäßig. Gebieten mit hoher Anbauhäufigkeit stehen solche mit geringem Anbau gegenüber. Die hohe Individuenzahl umfangreicher Anbauflächen stellt einen begünstigenden Faktor für die Entfaltung der genetischen Variabilität dar (Steigerung der Zahl der Mutanten). Sie kann in diesen Gebieten durch die Vielfalt ökologischer Bedingungen, ein hohes Alter des Anbaues und die Möglichkeit zu interspezifischen Hybridisationen noch gefördert werden.Durch eine strenge natürliche oder künstliche Auslese können neu entstehende Genotypen eliminiert und dadurch eine genetisch relative Einförmigkeit der Ausgangspopulationen erhalten werden. Daher sind Gebiete mit einer großen genetischen Variabilität (Genzentren) nur dort anzutreffen, wo günstige Anbaubedingungen für die jeweilige Art herrschen (geringe natürliche Selektion) und wo eine primitive Landwirtschaft mit wenig intensiver künstlicher Selektion praktiziert wird. Die Lage derartiger Mannigfaltigkeitszentren kann für eine Art in Zusammenhang mit natürlichen, historischen oder ökonomischen Veränderungen wechseln. Sie waren und sind gebunden an Gebiete der Inkulturnahme von Arten, an diesen benachbarte Regionen mit einer alten und umfangreichen Kultur der Art oder an sekundäre Anbauzentren mit günstigen Anbaubedingungen, in die sich Kulturarten aus den Primärzentren ausgebreitet haben.Bestimmte alte oder rezente Häufigkeitszentren besitzen bei manchen Kulturpflanzen keine bemerkenswerte genetische Variabilität. Das trifft entweder für die Peripherie des Kulturareals mit ungünstigen Anbaubedingungen und strenger natürlicher Selektion oder für jüngere Anbauzentren zu, in denen die Arten unter regulärer Kontrolle durch die Pflanzenzüchtung großflächig für kommerzielle Zwecke kultiviert werden.Alle Genzentren sind zweifelsohne ein temporäres historisches Phänomen. Das Fehlen einer Pflanzenzüchtung war die notwendige Bedingung für ihre Entstehung in den Anbauzentren bestimmter Arten. Heute ist die Pflanzenzüchtung eine unerläßliche Voraussetzung für eine leistungsfähige Landwirtschaft. Daher haben neuere Anbauzentren keine große genetische Variabilität, alte Mannigfaltigkeitszentren werden zerstört und durch den Anbau weniger, hochwertiger Sorten ersetzt. Genzentren sind heute ein Relikt der Vergangenheit, während genetisch verarmte Anbauzentren mit einer geringen Zahl leistungsfähiger Hochzuchtsorten den Bedingungen der modernen Landwirtschaft, die die einzelnen Kulturpflanzen für den Weltmarkt dort erzeugt, wo es aus ökonomischen Gründen optimal möglich ist, entsprechen.

     

Die funktionelle Regulation der Chloroplastenstruktur vonChlamydobotrys stellata

Zusammenfassung Die elektronenmikroskopische Strukturanalyse der Thylakoidmembranen aus autotroph und aus photoheterotroph kultiviertenChlamydobotrys stellata hat weder nach Gefrierbruch noch nach Tiefenätzung und Negativkontrastierung von Chloroplastenmembranen irgendwelche Strukturunterschiede aufgezeigt, die Ursache für das Vorhandensein der an Ultradünn-schnitten erkennbaren normalen Granastruktur in den autotrophen bzw. ihr Fehlen in den photoheterotrophen Algen sein könnten. 1. Nach Gefrierbruch sind in beiden Fällen zwei verschiedene Bruchflächen zu erkennen. Die Fläche B ist zerstreut mit 160-Å-Partikeln (ungefähr 8/0,01 m²), die Fläche C dicht mit 110-Å-Partikeln (ungefähr 34/0,01 m²) besetzt. Nach Negativkontrastierung sind auf den stromaseitigen Thylakoidflächen 110-Å-Partikeln zu erkennen. 2. Der Ersatz von CO₂ durch Acetat als einzige Kohlenstoffquelle führt innerhalb von ein bis zwei Stunden zu einer fast granafreien Chloroplastenstruktur. Innerhalb dieses Zeitabschnittes können diein vivo getrennten Thylakoidein vitro durch Mg²⁺-Salze wieder zum Grana-Kontakt gebracht werden. Bei längerer photoheterotropher Kultur ist dies nicht mehr möglich. 3. Die Umwandlung der inneren Chloroplastenstruktur im Zusammenhang mit dem Wechsel von der autotrophen zur photoheterotrophen Ernährung ist unabhängig von jeder Proteinsynthese, weder Cycloheximid noch Chloramphenicol können sie verhindern. 4. Ausschlaggebend für die Transformation der Chloroplastenstruktur ist der ungehinderte Ablauf des photosynthetischen Elektronentransports; denn DCMU verhindert die normalerweise mit dem Entzug von CO₂ gekoppelte Auflösung der Granastruktur. 5. Die Ergebnisse werden auf die Existenz einer elektronenmikroskopisch nicht faßbaren Strukturkomponente zurückgeführt, die in autotroph ernährten Algen in aktiver Form und inaktiv in den photoheterotrophen Organismen vorliegt. Die Aktivierung dieser Komponente erfolgt in engem Zusammenhang mit dem photosynthetischen Elektronentransport und der CO₂-Fixierung.

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The regulation of the chloroplast structure ofChlamydobotrys stellata

Summary Thylakoid membranes from autotrophically and from photoheterotrophically cultivatedChlamydobotrys stellata were studied by thin sectioning, freeze-fracturing, deep-etching and negative staining techniques for electron microscopy, as well as the mechanism which regulates the inner chloroplast structure during the transition from autotrophic to photoheterotrophic growth conditions. 1. There are no visible differences—except in thin-sections—between the chloroplasts from the differently grown algae. In both cases freeze-fracturing reveals two fracture faces of the membranes. Surface B is characterized by randomly spaced 160 Å particles (about 8/0.01 m²), surface C shows closely packed 110 Å particles (about 34/0.01 m²). Negatively stained preparations of thylakoids show 110 Å particles on the membrane surface. 2. Replacement of CO₂ by acetate as the only carbon source leads to an almost granafree chloroplast structure within one to two hours. During this period the thylakoids separatedin vivo can be brought backin vitro to a grana-conformation by the addition of Mg²⁺-ions. Magnesium, however, does not act in this way on the thylakoid membranes isolated fromChl. stellata cultivated photoheterotrophically for more than six hours. 3. The transformation of the inner chloroplast structure is independent from protein synthesis: Neither cycloheximide nor chloroamphenicol have any influence on the transformation. 4. Decisive for the chloroplast transformation is the unhindered light dependent photosynthetic electron transport: DCMU completely prevents the loss of the grana conformation normally brought about by CO₂ depletion. 5. These observations are interpreted to result from the presence of the presence of a special (electronmicroscopically invisible) structural component of the thylakoid membranes, which exists in an activated form leading to the formation of grana in the autotrophic algae, and in an inactivated form in the photoheterotrophic organisms. The activation of this structural component is brought about by electron transport during normal photosynthetic CO₂-fixation.

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Herrn Prof. Dr. A.Pirson anläßlich seines 65. Geburtstages gewidmet.     

Strahlenbiologische Untersuchungen an Gammariden (Crustacea,Amphipoda)

Zusammenfassung 1. Der Einfluß einmaliger Röntgenbestrahlungen auf die Überlebenszeiten der euryhalinen AmphipodenGammarus duebeni Lilljeborg,Gammarus salinus Spooner undGammarus zaddachi Sexton wurde bei einer konstanten Temperatur von 15⁰ C und einem Salzgehalt von 10 untersucht.2. Bestrahlungen mit Dosen von 625 und 1250 R führen beiG. duebeni zum vorzeitigen Tod von nur einigen Versuchstieren, Bestrahlungen mit 2500 R und höheren Dosen zum vorzeitigen Tod aller Versuchstiere.3. BeiG. duebeni sind die strahlenempfindlicher als die , die Jungtiere strahlenempfindlicher als adulte Individuen.4.G. salinus undG. zaddachi sind strahlenempfindlicher alsG. duebeni.5. Die LD₅₀-Kurven lassen drei Bereiche erkennen. Bei mittleren Dosen ändert sich die Zeitspanne, in der 50% der Versuchstiere sterben, nur wenig oder gar nicht mit der Dosis. Bei hohen und niedrigen Dosen ist die Überlebenszeit dosisabhängig.6. Die Strahlenempfindlichkeit vonG. duebeni war im ersten Quartal des Jahres 1967, in dem die Temperaturen über den langfristigen Monatsmitteln lagen, geringer als bei Flohkrebsen, die zu einem späteren Zeitpunkt gefangen wurden oder aus Laboratoriumszuchten stammten.7. Die Häutungsvorgänge, deren Beeinflussung nur beiG. duebeni untersucht wurde, werden durch Bestrahlungen mit 1250 R oder geringeren Dosen nicht beeinflußt.8. Nach einer Bestrahlung mit 20 000 R sind 2 Tage nach der Bestrahlung nur wenige oder gar keine Häutungen möglich. Nach Bestrahlungen mit 10 000 und 5000 R erfolgen die Häutungen verspätet.9. Als Folge von Bestrahlungen mit letalen Dosen nimmt die Zahl der Häutungen um den 30. Tag nach der Bestrahlung ab.10. Die Häutungsvorgänge waren bei Tieren, die im ersten Quartal 1967 gefangen und bestrahlt wurden, weniger beeinflußbar als bei Tieren, die aus Laboratoriumszuchten stammten oder zu einem späteren Zeitpunkt gefangen wurden.11. Nach Bestrahlungen mit letalen Dosen treten zwei kritische Phasen auf. Ein Teil der mit mittleren und der größte Teil der mit hohen Dosen bestrahlten Tiere stirbt bereits in der ersten kritischen Phase. Die zweite kritische Phase wird von allen mit niedrigen Dosen bestrahlten Tieren erreicht. Tiere, die sich in der ersten kritischen Phase häuten, haben eine geringe Lebenserwartung.12. Die Überlebenszeit des einzelnen Individuums hängt außer von der Bestrahlungsdosis von dem Zeitpunkt ab, zu dem es sich innerhalb der Versuchszeit häutet.

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Radiobiological investigations on gammarids (Crustacea, Amphipoda)

Effects of single exposures of X-radiation on survival were studied inGammarus duebeni, G. salinus andG. zaddachi under constant conditions of temperature (15⁰ C) and salinity (10 ). Effects on moulting were investigated inG. duebeni. The amphipods were irradiated with doses between 625 and 20,000 R.G. salinus andG. zaddachi are equally radioresistant (LD_50/30 : 1,700 R) but less resistant thanG. duebeni (LD_50/30(males) : 3,900 R; LD_{50/30(females)} : 3,500 R). At high doses, half of the test individuals die within a few days; at medium doses survival time is dose-independent; at lower doses survival time again increases with decreasing doses up to dose-ranges (below 1,250 R forG. duebeni, 1,000 R forG. salinus andG. zaddachi), at which only a few individuals die before their natural death. Subadult gammarids are less resistant;G. duebeni of 4 to 7 mm body length have a LD_50/30 of 2,200 R. Death distribution after medium doses indicates that at least two mechanisms are involved in acute mortality. A first mortality maximum occurs shortly after irradiation; subsequently, mortality decreases for a few days, and is followed by another maximum. At lower doses no individual dies during the first critical period. Shortening of survival time at higher doses results from survival of fewer individuals to the second critical period. Few or no moults occur inG. duebeni irradiated with 20,000 R following the second day after irradiation and after the 30th day in those individuals irradiated with 2,500 to 10,000 R; moulting is delayed after exposure to 5,000 to 10,000 R. Individuals ofG. duebeni taken from the field during the mild winter 1966/67 were more resistant to radiation, and moulting was less affected, than in laboratory-reared amphipods, or in those collected in the field during other seasons. Besides on irradiation dose, survival time of an individual depends on the time of its moulting in the course of an experiment.

     

Tiefenabhängige Änderungen von RBW,LET und Energiespektrum bei hochenergetischer Elektronenstrahlung

Zusammenfassung Im ersten Teil der Arbeit wird als Ursache für die Zunahme der RBW schneller Elektronen mit ihrer Eindringtiefe die Änderung ihres Energiespektrums vorausgesetzt. Über die Ermittlung der Quelldichte der Sekundärelektronen wird, unter Einbeziehung der Primärelektronen, die energieabhängige Elektronenflußdichte für zwei verschiedene Primärelektronen-Energien berechnet. Im Verein mit den auf anderem Wege erhaltenen ähnlichen Resultaten vonHarder wird ein wahrscheinlicher Verlauf der energieabhängigen Elektronenflußdichte für zwei verschiedene Tiefen ermittelt.Im zweiten Teil wird zur Berechnung der RBW die strahlenbiologische Wirkung proportional zum Produkt aus der Elektronenflußdichte und einer der physikalischen Wechselwirkung mit dem biologischen Modell entsprechenden spektralen Empfindlichkeitsfunktion angesetzt. Die Anwendung der im ersten Teil ermittelten Spektralfunktion auf dieses Prinzip liefert für den Fall der Übertragung von Ionisations- und Anregungsenergie auf den Zellkern durch-Elektronen nur für Energien zwischen 5 und 10 keV die richtige Tiefenabhängigkeit der RBW. Dasselbe gilt für die Übertragung von Ionisationsenergie auf den Zellkern durch K-Schalen-Ionisation biologisch wichtiger Elemente mit anschließendem Auger-Effekt (SchrapnellWirkung). Dagegen erhält man bei Annahme der Energieübertragung durch Plasmonanregung oder Einzelionisationen keine den Experimenten entsprechende Zunahme der RBW mit der Tiefe.Herrn Prof. Dr. med. H.-St.Stender, Herrn Priv.-Doz. Dr. B.Markus und Herrn Priv.-Doz. Dr. D.Harder danke ich für wertvolle kritische Anmerkungen und anregende Diskussionen zum vorliegenden zweiten Teil der Arbeit.     

The influence of penetration, distribution, sorption and decomposition on the poisoning of the cockroach Periplaneta americana treated topically with diazoxon

Microchemical techniques were used to assess the rate of penetration of diazoxon into the American cockroach Periplaneta americana L. by measuring loss from the surface of the cuticle after topical application. By similar methods the proportions of the amount entering which were decomposed, absorbed by the tissues, or circulating in the haemolymph were also estimated. About three-quarters of an LD₉₀ of diazoxon (2.6 g) applied to the metathoracic sternum of adult male cockroaches had penetrated the cuticle 2 hr after treatment. The maximum concentration within the cockroach, reached about 1 hour after treatment, was 2.4 M, but two-fifths of this is sorbed on solids, leaving 1.4 M in the total body fluids. The maximum concentration in the haemolymph occurred 1 1/2 hr. after treatment and ranged from 0.9 to 3.4 M, with a median value of 1.8 M. The close relationship between concentration in haemolymph and in total body fluids suggests that they are in approximate equilibrium.An independent estimate of the concentration of diazoxon in the haemolymph of cockroaches treated with an LD₉₀ of the insecticide, made by means of an electrophysiological technique, agreed well with the values obtained from the chemical assay. The maximum concentrations (0.6–1.0 M) was found 1–2 hr. after treatment, when irreversible damage to the nervous system first occurred.The close agreement between the chemical and biological estimates suggests that diazoxon invades the nerve cord from the haemolymph, and that it acts directly, rather than as a metabolite or by the release of a neuroactive material.

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Zusammenfassung Um die Eindringgeschwindigkeit von Diazoxon in die Amerikanische Küchenschabe Periplaneta americana festzustellen, wurden mikrochemische Verfahren benutzt, indem nach örtlicher Aufbringung das Verschwinden von der Oberfläche der Kutikula gemessen wurde. Mit ähnlichen Methoden wurden auch die Anteile der eingedrungenen Menge abgeschätzt, die abgebaut oder von den Geweben absorbiert wurden oder in der Haemolymphe zirkulieren. Das Eindringen von Diazoxon, das auf dem Sternum des Metathorax erwachsener Küchenschaben-Männchen aufgetragen wurde, ist der vergangenen Zeit proportional, und über 3/4 einer LD₉₀ (2,6 g) ist nach 2 Stunden eingedrungen. Die Menge im Insekt wächst eine Stunde nach der Applikation auf etwa 1/5 der angewendeten Dosis und nimmt nach 2 Stunden auf etwa 1/12 ab. Etwa 2/5 der eingedrungenen Menge wird an ungelöste Stoffe gebunden, und in Anbetracht dessen wurde für die maximal erreichte Konzentration in der gesamten Körperflüssigkeit 1,4 M berechnet, was etwa 1/8 der angewandten Dosis entspricht. Die Zeit-Konzentrations-Kurve des Diazoxons in der Haemolymphe einzelner Küchenschaben, die mit einer LD₉₀ behandelt worden waren, hatte einen ähnlichen Verlauf wie die für das gesamte Diazoxon; die Konzentration erreichte ein Maximum 1 1/2 Stunden nach der Behandlung, wobei es von 0,9 bis 3,4 M mit einem Median wert von 1,8 M schwankte. Die enge Beziehung zwischen der Konzentration in der Haemolymphe und in der gesamten Körperflüssigkeit machte es wahrscheinlich, daß sie annähernd im Gleichgewicht miteinander stehen.Bei der Bespülung von Küchenschaben-Ganglien in vitro mit einer Reihe von Diazoxon-Konzentrationen in Kochsalzlösung unter Beobachtung der Vergiftungssymptome in den Metathorax-Ganglien mit elektrophysiologischen Methoden wurde eine Kurve aufgestellt über die Beziehungen der Diazoxon-Konzentration zu der Zeit, die erforderlich ist, um irreversible Schäden der Nervenfunktion hervorzurufen. Unter Anwendung der gleichen Methoden bei der Beobachtung des Verhaltens der Ganglien in Küchenschaben, die zu bekannter Zeit vorher mit LD₉₀s von Diazoxon örtlich behandelt worden waren, konnte von der Kurve die Diazoxon-Konzentration in der Haemolymphe abgeschätzt werden, wann die Ganglien irreversibel geschädigt wurden. Irreversible Schädigung trat erst 1–2 Stunden nach der Anwendung mit einer LD₉₀ auf, und die Konzentration, die zur Erzeugung des gleichen Vergiftungsstadiums in freigelegten Ganglien in vitro in der gleichen Zeit erforderlich war (0,6–1,0 M), ähnelt eher der mittleren Konzentration (1,8 M), die durch chemische Prüfung in der Haemolymphe ähnlich behandelter Schaben gefunden wurde. Daraus folgt, daß Diazoxon von der Haemolymphe aus in die Ganglien eindringt, und daß es eher direkt wirkt statt als Umwandlungsprodukt oder durch die Entbindung eines neuroaktiven Stoffes.

     

Mikrospektrographische Messungen zur Aufnahme und Speicherung von Neutralrot durch lebende Zellen von Allium cepa

Zusammenfassung Aufnahme und Speicherung des basischen Phenazinfarbstoffes Neutralrot werden in Abhängigkeit von Färbezeit, Konzentration und p_H-Wert der Außenlösung quantitativ gemessen. Bei p_H 6,75 stellen sich nach etwa 3000 sec außenkonzentrationsabhängige Gleichgewichtskonzentrationen in der Vacuole ein, bei p_H 9,6 wird derselbe Endzustand nach bereits etwa 1000 sec erreicht. Der Speicherungsfaktor zeigt einen bereits bei hohen Außenkonzentrationen beginnenden stetigen Anstieg mit fallender Außenkonzentration. Die Beteiligung metaosmotischer und nichtosmotischer Stoffaufnahme- und Speicherungsvorgänge wird diskutiert. Der konzentrationsabhängige, relative Verlauf des Speicherungsfaktors ist jedoch zeitunabhängig, so daß bei einer Annahme metaosmotischer und nichtosmotischer zusätzlicher Aufnahme- und Speicherungsprozesse gewisse Einschränkungen hinsichtlich ihrer möglichen Zeitabhängigkeiten beachtet werden müßten.Mit 14 Textabbildungen     

Cytodynamik des Hodens und Nebenhodens beim Siebenschläfer (Myoxus glis L., glis glis L.)

Zusammenfassung Die Zytodynamik des Hodens und Nebenhodens von 11 Siebenschläfern wird unter besonderer Berücksichtigung des Einflusses des Winterschlafes untersucht.Der Hoden zeigt noch im Juli das Bild voller Aktivität. Im August wird er inaktiv. Die Kanälchen und der Nebenhoden weisen keine reifen Spermien mehr auf. Es findet eine starke Abstoßung der inneren Keimzellenschichten statt, die degenerieren und in den Nebenhoden ausgeschwemmt werden. Im Nebenhoden erfolgt eine Resorption eines Kolloids, das in den Zwischenzellen, in den Gefäßen und im braunen Fett nachweisbar ist, das wahrscheinlich aus den degenerierenden Zellen entsteht.Schon nach kurzem Winterschlaf werden die Kanälchen in solide Hodenstränge übergeführt, deren Inhalt aus Pro- und Metaphasenstadien der Spermiozyten besteht. Die im Metoestrus schon nachgewiesenen Riesenzellen vermehren sich. Sie stehen nicht in Mitose und werden als weiblich determinierte Zellen angesehen.Im tiefen Winterschlaf sind die Kanälchen einheitlich mit gehemmten Spermiozytenmitosen angefüllt. Dieser Mitosestop bleibt über Wochen bestehen. Die Riesenzellen sind vermehrt. Der Nebenhoden ist leer und inaktiv.Die erste Phase des Erwachens zeigt den Fortgang der Zellteilung. Mit den Anaphasen treten Präspermiden auf. Die Stränge kanalisieren sich. Die Riesenzellen gehen in Massen in den Lichtungen zugrunde.Vier Wochen nach dem Erwachen aus dem Winterschlaf bietet die Gonade etwa das Bild eines Präpubertätshodens.Die Befunde werden mit der Zytodynamik junger, noch unreifer Gonaden verglichen. Es zeigt sich zwischen dem Winterschlafhoden und jungen Gonaden eine auffallende Übereinstimmung (Riesenzellbildung u. a.).Im Winterschlaf wird der Hoden nicht involviert, sondern wie in der Präpubertät in den Zustand der Ruhe und der Bereitschaft zu neuer Organfunktion überführt.Die Bedeutung der Befunde wird diskutiert.Ausgeführt mit dankenswerter Unterstützung der Deutschen Forschungsgemeinschaft.Herrn Prof. Dr. phil., Dr. med. h. c. J. W. Harms zum 70. Geburtstage gewidmet.     

Versuche zur Aufhebung der koagulierenden Wirkungen von ultraviolettem Licht und von Röntgenstrahlen auf Euglobulin mit Strahlen-Schutzstoffen

Zusammenfassung Bestrahlungen mit ultraviolettem Licht und mit Röntgenstrahlen führen in Lösungen von Euglobulin im Endeffekt zu Trübungen und Koagulationen. Diese können verhindert werden, wenn dem Euglobulin vor der Bestrahlung reduzierende Substanzen in geeigneter Konzentration zugefügt werden.Euglobulin wird gegen die koagulierende Wirkung ultravioletten Lichtes geschützt durch Cystein, SH-Glutathion, Natrium-Thioglykolat, -Mono-Thioglycerin, Thioharnstoff, Thiosinamin, Ascorbinsäure, Natriumazid (NaN₃), Natriumnitrit (NaNO₂), Natriumsulfit (Na₂SO₃).Euglobulin wird gegen die Wirkung von Röntgenstrahlen geschützt durch Cystein, SH-Glutathion, Na-Thioglykolat, -Mono-Thioglycerin, Thioharnstoff, Ascorbinsäure, NaN₃, NaNO₂ und Rutin.Herrn Prof. Wels zum 65. Geburtstag gewidmet.     

Veränderungen einfacher aminostickstoffhaltiger Substanzen in Mycel und Kulturmedium während des Wachstums von Streptomyces spec.

Zusammenfassung Bei einem in synthetischer Nährlösung mit Glycerin und Nitrat in Schüttelkultur wachsenden Streptomyces-Stamm wurden nach 2 bis zu 15 Tagen Kulturdauer fortlaufende qualitative und halbquantitative papierchromatographische Analysen der freien Amino-N-haltigen Substanzen des Mycels, des Kulturmediums und der Proteinaminosäuren des hydrolysierten Mycels vorgenommen. Die halbquantitativen Werte wurden gesichert durch Gesamt--Amino-N-Bestimmungen nach van Slyke u. Mitarb. Die Ergebnisse sind zusammen mit weiteren Analysendaten besprochen: Trockenmycelgewichte, alkoholische Mycelextraktgewichte, Ph-Werte, Gesamt-N-Gehalte extrahierten Mycels, Amino-N-Gehalte hydrolysierten, extrahierten Mycels, Amid- und NH₄ ⁺–N-Gehalte des Kulturfiltrates. Vorherrschende freie Aminosäuren im Mycel—bei maximaler Gesamtmenge am 3. Tag—waren in absteigenden Mengen: Glutaminsäure, Glykokoll, -Alanin, Asparaginsäure und Valin. Häufigste Substanzen im Kulturmedium—bei maximaler Abgabemenge des Mycels am 2. Tag—waren neben 8 nur am 2. und 3. Tag vorhandenen unbekannten Substanzen: Glykokoll, Serin, -Alanin, Glutaminsäure, -Aminobuttersäure. Am 7. Tag kamen dazu: Prolin, Leucin-Isoleucin, Phenylalanin und -Aminobuttersäure. In der Autolyse am 12.–15. Tag erschienen weiterhin: Oxyprolin, Tyrosin, Tryptophan, Lysin, Histidin und Arginin.Auf Grund einer zusammenfassenden Darstellung der Literatur des Gebietes wurden die Analysen besprochen und mit entsprechenden Ergebnissen anderer Autoren verglichen. Die im Wachstumsverlauf sich ändernde qualitative und quantitative Zusammensetzung der untersuchten Fraktionen als Zwischensubstanzen des Proteinauf- und-abbaus weist hin auf dessen charakteristische, tiefgehende Unterschiede in den verschiedenen Entwicklungsstadien.Fräulein Diemut Schwarz danke ich für verständnisvolle Assistenz.     

Quantitative Bestimmung von Sulfhydrylgruppen mit “Mercurochrom”

Zusammenfassung Dibrommerkurifluoreszein (DBMF) reagiert stöchiometrisch und quantitativ mit der SH-Gruppe von Cystein, Glutathion und Thioglycolsäure. Polarographische und spektrometrische Titrationen ergeben, daß die Wellenlänge des ersten Absorptionsmaximums von DBMF (507 nm) bei den gebildeten Merkaptiden unverändert bleibt, während der molare Extinktionskoeffizient um rund 20% ansteigt. Serumalbumin, Ovalbumin, -Laktoglobulin und Glycerinaldehydphosphat-Dehydrogenase bilden nach Inkubation mit DBMF Addukte aus denen die reinen DBMF-Protein-Merkaptidkomplexe säulenchromatographisch isoliert wurden. Sie zeigen im Absorptionsspektrum eine bathochrome Verschiebung der Farbstoffbande (520 nm) mit um ca. 50% erniedrigtem Extinktionskoeffizienten (₅₂₀=32000–33850). Die mit diesem Wert aus den Maximumsextinktionen berechneten SH-Gehalte entsprechen den auf Grund von Literaturangaben zu erwartenden Daten. Eine selektive Reaktion, z.B. mit besonders zugänglichen oder hoch-reaktiven SH-Gruppen, konnte mit DBMF nicht festgestellt werden. Native tierische Tumorzellen zeigen nach 30 min Inkubation mit DBMF und Auswaschen mit isotonem Phosphat-Puffer in Kern und Plasma als Hauptbande das rotverschobene Maximum, an dem jedoch auch das unverschobene Maximum als mehr oder minder deutliche Inflexion beteiligt ist. Probeweise, mit ₅₂₀ ausgeführte Berechnungen des Protein-SH-Gehaltes zeigten 1,7–2,1·10^–14 Mole/Zelle an. Dieses vorläufige Ergebnis liegt zwischen den in früheren eingehenden Untersuchungen mit DDD-Echtblau mikrospektrometrisch (1,1–1,55·10^–14) und mit DTNB makroskopisch gefundenen SH-Gehalten von EATZ (3,1·10^–14). Ob und wie stark bei den mit DBMF gefundenen Werten auch unspezifische Adsorption beteiligt ist, läßt sich gegenwärtig noch nicht sicher beurteilen. Eine Reaktion mit Nukleinsäure konnte auf Grund von Modellversuchen jedoch mit Sicherheit ausgeschlossen werden.

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Quantitative determination of sulfhydryl groups with mercurochrome

Summary Dibrommercuryfluoresceine (DBMF) reacts stoichiometrically and quantitatively with the thiol group of cysteine, glutathione and thioglycolic acid respectively, at pH 7.0. Polarographical and spectrometrical titrations clearly show that in the spectra of the investigated mercaptides the wave length of the first absorption maximum of DBMF (507 nm) remains unchanged but the molar extinction coefficient increases by approximately 20%. Serum albumin, ovalbumin, -lactoglobulin and glyceraldehydephosphatedi-hydrogenase after incubation with DBMF, form adducts with the dye from which the pure mercaptide complexes were separated by means of column chromatography. These complexes show a bathochromic shift (520 nm) of the dye band which is decreased now by 50%. The molar extinction coefficient ₅₂₀ has been determined from 32,000 to 33,850. On the basis of these values SH-contents of the four proteins were obtained which are in good accordance with data previously published in the literature. No selective reaction, f.i. with more accessible or/and reactive SH-groups was observed. After 30 min incubation with DBMF and washing with isotonic phosphate buffer, native animal tumor cells show in the main absorption band the bathochromically shifted dye maximum. A first temptative estimation of the protein SH-groups yielded 1.7–2.1×10^–14 mole SH/single cell. This result lies between the SH-content determined microspectrometrically on cells stained with DDD-Fast Blue B (1.1–1.55×10^–14) and macroscopically on cell homogenates with DTNB (3.1×10^–14). Up to now, no certain information can be given whether or to what extent unspecific absorption effects possibly might be involved in the data obtained with DBMF treated cells, but interaction with nucleic acids can be excluded with certainty on the basis of relevant model experiments.

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Diese Arbeit wurde mit Unterstützung des Fonds zur Förderung der wissenschaftlichen Forschung, Wien, durchgeführt

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Herrn Prof. Dr. G. Zigeuner zum 60. Geburtstag gewidmet.     

Freie und gebundene Aminosäuren in knöllchentragenden und knöllchenfreien Erbsenpflanzen verschiedener Altersstadien

Zusammenfassung Die mit 75% igem Alkohol extrahierbaren Aminosäuren und Amide aus 32, 50 und 64 Tage alten Knöllchen, knöllchenfreien Wurzeln und Blättern von Erbsenpflanzen wurden halbquantitativ papierchromatographisch bestimmt; ebenso nach Hydrolyse die Proteinaminosäuren der extrahierten Pflanzenrückstände. Vergleichend dazu wurden knöllchenfrei mit NO₃- gezogene Erbsenpflanzen nach 20 und 40 Tagen ebenso untersucht. Zur Sicherung der halbquantitativen Werte wurden die Gesamt--Amino-N-Gehalte der Extrakte und Hydrolysate nach van Slyke bestimmt.Die Analysen werden auf Grund der Literatur besprochen und mit den Ergebnissen anderer Autoren verglichen.Die qualitative und quantitative Zusammensetzung der freien Aminosäurenfraktion wird als eine Stütze für die Meinung angesehen, daß der von den Knöllchenbakterien gebundene Stickstoff zunächst nicht durch Verdauung, sondern durch eine Abscheidung seitens der Bakterioiden für die Pflanze nutzbar wird.Fräulein Diemut Schwarz danke ich für verständnisvolle Assistenz.     

Die Unspezifische Esterase und die Cholinesterase des Meerschweinchengehirns

Zusammenfassung Mit einer 5×10^–3molaren stabilen Emulsion von -Naphthylacetat läßt sich die unspezifische Esterase in jeder Nervenzelle des Meerschweinchengehirns nachweisen. Sie ist mit Ausnahme weniger Kerngebiete vorwiegend im Perikaryon lokalisiert, die Zellfortsätze sind wesentlich geringer aktiv. Das differente Verhalten gegen verschiedene Inhibitoren und die völlig unterschiedlichen Verteilungsmuster beweisen, daß sich mit den angewandten histochemischen Methoden die unspezifische Esterase und die Acetylcholinesterase ohne wesentliche Überlagerung nebeneinander nachweisen lassen. Die Verteilungsunterschiede werden beschrieben. Der größte Teil der Esterase wird durch E 600 gehemmt und gehört deshalb zum Typ B.Nach vergleichender Untersuchung einer Reihe histochemisch nachweisbarer Enzyme wird ein Modell der Enzymverteilung im Zentralnervensystem zur Diskussion gestellt. In vielen dendritenreichen telencephalen Kerngebieten gibt es deutliche Aktivitätsunterschiede zwischen dem Perikaryon und den Zellfortsätzen. Während der größte Teil der am Energiestoffwechsel beteiligten Enzyme in der Masse der Zellfortsätze lokalisiert ist, sind die beiden Hydrolasen unspezifische Esterase und saure Phosphatase im Perikaryon konzentriert. Frau E. Reuter bin ich für ihre technische Hilfe zu großem Dank verpflichtet.     

Untersuchungen zur Plasmolytischen Bestimmung der Wasserpermeabilität. Ein Beitrag zum Einfluss der CH auf Dif Wasseraufnahme

Zusammenfassung In zahlreichen Versuchsreihen mit den Ober- und Unterepidermiszellen der Schuppenblätter vonAllium cepa konnte ein Einfluß der c_H des Außenmediums auf die Geschwindigkeit der Wasseraufnahme mit Hilfe der Deplasmolysemethode bestätigt werden.Je nach dem physiologischen Zustand der Zellen, war entweder bei p_H 4–5 ein Minimum und zwischen p_H 6 und 8 ein Optimum der Aufnahmegeschwindigkeit zu beobachten, oder Minimum und Optimum lagen gerade umgekehrt in der p_H-Skala. Die in der Literatur anzutreffenden sich widersprechenden Angaben spiegeln sich also in den eigenen Versuchsergebnissen wider.Eine befriedigende Erklärung für diese Erscheinung kann noch nicht gegeben werden. Als Arbeitshypothese wird angenommen, daß bei einer gleichsinnigen Verschiebung der Außen-c_H in Abhängigkeit von der jeweils herrschenden Innen-c_H doch eine unterschiedliche Änderung der elektrischen Verhältnisse in dem als Membran zwischen Zellsaft und Außenmedium liegenden Plasmaschlauch auftreten kann. Je nach der Richtung der sich einstellenden Potentialdifferenz wird diese die Wasseraufnahme hemmen oder fördern.Mit 5 Textabbildungen.     

Zur Unterscheidung zwischen multifaktoriellem Erbgang mit Schwellenwerteffekt und einfachem diallelen Erbgang

Zusammenfassung und Schlußfolgerungen Die Feststellung, daß eine Anomalie einem einfachen Erbgang folgt, hat nach unsern heutigen Kenntnissen über den Wirkungsmechanismus der Gene eine schwerwiegende Konsequenz: die Anomalie muß dann eine einfache biochemische Ursache haben, nämlich die Veränderung oder das Fehlen des primären Produkts (Polypeptidkette) eines bestimmten Gens. Wenn die Anomalie die formalen Kriterien eines einfachen Erbgangs nicht zwanglos erfüllt, sondern nur nach Heranziehung von Zusatzannahmen, wie.z. B. der von unvollständiger Penetranz des anomalen Allels, so sollten daher, um nicht zu einer aussichtslosen Suche nach einer einfachen biochemischen Ursache zu verleiten, auch noch konservativere Erbgangshypothesen in Betracht gezogen werden. In dieser Arbeit wird einem einfachen diallelen Erbgang mit unvollständiger Penetranz des anomalen Allels (Modell EDEUP) eine davon extrem abweichende konservativere Alternativhypothese gegenübergesteein multifaktorieller Erbgang mit Schwellenwerteffekt (Modell MFVSE), bei dem kleine unspezifische Effekte der Genpaare an einer Vielzahl von Loci, evtl. in Verbindung mit einem Umweltbeitrag, additiv eine phänotypisch latente kontinuierliche Variable (die Disposition für die Anomalie) determinieren, die bei Überschreiten eines bestimmten Schwellenwertes die Anomalie manifest werden läßt.Die beiden Modelle haben als gemeinsamen Parameter die Populationsfrequenz P des Merkmals (der Anomalie); weitere Parameter sind beim Modell EDEUP die Penetranzen w ₁ und w ₂ des anomalen Allels im homozygoten bzw. heterozygoten Zustand, beim Modell MFVSE die Heritabilität h ²und der Grad der genetischen Bestimmtheit ² der Disposition. Von den 3-Parameter-Modellen werden in der Arbeit nur zweiparametrige Spezialfälle betrachtet: vom Modell EDEUP der durch w ₁=1, w ₂=w definierte Spezialfall EDEUP1 (vollständige Penetranz des anomalen Allels im homozygoten Zustand), vom Modell MFVSE in erster Linie der durch ² = h² definierte Spezialfall MFVSE1 (keine Dominanzeffekte an den beteiligten Loci) und in zweiter Linie der durch ² = 1 definierte Spezialfall MFVSE2 (kein Umweltbeitrag zur Disposition, aber Dominanzeffekte möglich). Von Interesse ist, unter welchen Bedingungen die Modelle EDEUP1 und MFVSEi (i = 1 oder 2) sich gegenseitig bezüglich gewisser phänotypischer Teilaspekte simulieren können, und ob es Kriterien gibt, welche die Unterscheidung zwischen den beiden Modellen gestatten. Als solche phänotypischen Teilaspekte werden herangezogen: erstens die Merkmalsfrequenzen Q ₁, Q ₂, Q ₃ bei Eltern (oder Kindern), Geschwistern (bzw. ZZ-Partnern) und EZ-Partnern von Merkmalsträgern (Probanden), zweitens die Merkmalsfrequenzen Q ₁₁, Q ₂₁ und Q ₂₂ bei Probandengeschwistern mit gegebener Phänotypenkombination der Eltern (-X-,+x-oder+x+, wobei - = merkmalsfrei und + = merkmalstragend); hier wird angenommen, daß die Probandenerfassung den Bedingungen der Einzelauslese genügt. Ein Modell EDEUP1 (P, w) (Realisation des Modells EDEUP1 mit spezifizierten Parameterwerten P und w) simuliert ein Modell MFVSEi (P, h ²) (i = 1 oder 2) bezüglich einer Merkmalsfrequenz Q (und umgekehrt das letztere das erstere Modell), wenn die Erwartungswerte von Q in den beiden Modellen (bei gleicher Populationsfrequenz P) übereinstimmen. Ein Modell EDEUP1 (P, w) ist bezüglich Q durch das Modell MFVSEi simulierbar, wenn es eine Realisation MFVSEi (P, h ²) von MFVSEi gibt, die EDEUP1 (P, w) bezüglich Q simuliert; andernfalls ist EDEUP1 (P, w) auf Grund von Q vom Modell MFVSEi unterscheidbar. Entsprechend ist die Simulierbarkeit eines Modells MFVSEi (P, h ²) durch das Modell EDEUP1 erklärt.Es werden zunächst eingehend die Methoden beschrieben, nach denen die Erwartungswerte der Merkmalsfrequenzen Q ₁, Q ₂, Q ₃, Q ₁₁, Q ₂₁ und Q ₂₂ für die Modelle EDEUP und MFVSE in Abhängigkeit von den Modellparametern berechnet werden können. Beim Modell MFVSE stehen dabei jeweils mehrere Methoden zur Auswahl: Für die Berechnung der Erwartungswerte von Q ₁, Q ₂ und Q ₃ werden neben dem in dieser Arbeit verwendeten, auf numerischer Integration mittels der Gaußschen Quadraturformel beruhenden Verfahren Methoden von Pearson (1901), Crittenden (1961) und Falconer (1965) sowie von Smith (1970) angegeben. Für die Berechnung der Erwartungswerte von Q ₁₁, Q ₂₁ und Q ₂₂ steht neben der in dieser Arbeit benutzten, durch leichte Modifikation eines Verfahrens von Steck (1958) erhaltenen Methode im Spezialfall MFVSE1 eine Methode von Smith (1971b) zur Verfügung.Die tatsächliche Berechnung der Erwartungswerte der genannten 6 Merkmalsfrequenzen in den gegenübergestellten Modellen erfolgte stets für die Werte der Populationsfrequenz P zwischen 0,01 und 10% (P-Bereich). Der Vergleich der Erwartungswerte der 6 Merkmalsfrequenzen für die Modelle EDEUP1 und MFVSE1 liefert folgende Ergebnisse: Das Modell EDEUP1 (P, 1) (einfacher dominanter Erbgang mit vollständiger Penetranz) ist im ganzen P-Bereich auf Grund jeder der Merkmalsfrequenzen Q ₁, Q ₂, Q ₁₁ Q ₂₁ und Q ₂₂ allein vom Modell MFVSE1 unterscheidbar. Der andere Grenzfall EDEUP1 (P, 0) von EDEUP1 (einfacher recessiver Erbgang) ist auf Grund jeder der Merkmalsfrequenzen Q ₂, Q ₁₁, Q ₂₁ und Q ₂₂ ebenfalls im ganzen P-Bereich vom Modell MFVSE1 zu unterscheiden. Für 0,5w<1 kann das Modell EDEUP1 (P, w) im ganzen P-Bereich auf Grund von Q ₁, Q ₂ oder Q ₁₁ von MFVSE1 unterschieden werden; auf Grund von Q ₂₁ ist die Unterscheidung noch möglich, wenn P1%, oder im ganzen P-Bereich, sofern w0,7. Im Gegensatz dazu ist für 0<w<0,5 das Modell EDEUP1 (P, w) im ganzen P-Bereich lediglich auf Grund der Merkmalsfrequenz Q ₁₁ von MFVSE1 unterscheidbar; sieht man von den biologisch wenig sinnvollen sehr kleinen Penetranzen (0<w<0,1) ab, so ist eine Unterscheidung auf Grund von Q ₁, Q ₂ oder Q ₂₁ nur bei kleiner Populationsfrequenz P möglich, und zwar bei um so kleinerem P, je kleiner w ist. Ein Modell EDEUP1 (P, w) mit 0,1w<0,5 ist also bezüglich jeder der 5 Merkmalsfrequenzen Q ₁, Q ₂, Q ₃, Q ₂₁ und Q ₂₂ durch das Modell MFVSE1 simulierbar, zumindest wenn P hinreichend groß ist. Das hei\t: es besteht Veranlassung, bei der Annahme eines einfachen dominanten Erbgangs mit kleiner Penetranz (0,1w<0,5) vorsichtig zu sein, wenn die Populationsfrequenz nicht klein ist. Auf der anderen Seite ist das Modell MFVSE1 (P, h ²) für jeden Wert von h ² im ganzen P-Bereich auf Grund von Q ₁₁ vom Modell EDEUP1 unterscheidbar. Bezüglich jeder der übrigen Merkmalsfrequenzen Q ₁, Q ₂, Q ₃, Q ₂₁ und Q ₂₂ ist das Modell MFVSE1 (P, h ²) für große Werte von h ² (insbesondere für h ²=1) bei hinreichend großem Wert von P durch das Modell EDEUP1 simulierbar. Für mittlere und kleine Werte von h ² dagegen ist MFVSE1 (P, h ²) im ganzen P-Bereich auf Grund jeder dieser 5 Merkmalsfrequenzen von EDEUP1 unterscheidbar: auf Grund von Q ₃ und Q ₂₁ für h ²0,6, auf Grund von Q ₁ und Q ₂₂ für h ²0,7 und auf Grund von Q ₂ für h ²0,8. Die Betrachtung der beiden Quotienten R ₁ =Q ₃/Q ₂ und R ₂=Q ₂₁/Q ₁₁ führt zu zwei Kriterien zur Unterscheidung der Modelle: Ein Wert R ₁>4 schließt das Modell EDEUP1 aus und spricht für das Modell MFVSE1, sofern nur diese beiden Modelle zur Auswahl stehen (Zwillingskriterium von Penrose, 1953); das zweite Kriterium macht die gleiche Aussage in Verbindung mit der Bedingung R ₂2,5. Beide Kriterien enthalten lediglich eine hinreichende und keine notwendige Bedingung: ein Wert R ₁4 bzw. ein Wert R ₂<2,5 spricht nicht für, aber auch nicht gegen das Modell MFVSE1.Der Vergleich der Erwartungswerte der betrachteten 6 Merkmalsfrequenzen für die Modelle EDEUP1 und MFVSE2 liefert qualitativ fast die gleichen Ergebnisse wie der entsprechende Vergleich bei den Modellen EDEUP1 und MFVSE1; es bestehen lediglich quantitative Unterschiede: Dominanz (an einigen der beteiligten Loci oder an allen) wirkt sich auf die 6 Merkmalsfrequenzen ähnlich aus wie eine Umweltbeteiligung an der Disposition. Insbesondere ist es nicht möglich, auf Grund der Merkmalsfrequenzen zwischen den Modellen MFVSE1 und MFVSE2 zu unterscheiden.Die Unterscheidung eines vorliegenden Erbgangs von einem der Modelle EDEUP1 und MFVSE1 auf Grund einer Merkmalsfrequenz Q (bei einem bestimmten Typ von Verwandten von Probanden) im obengenannten Sinne setzt voraus, daß sowohl die Populationsfrequenz P des Merkmals als auch der Erwartungswert Q von Q bei dem vorliegenden Erbgang genau bekannt ist. Praktisch stehen jedoch sowohl für P als auch für Q nur Schätzwerte zur Verfügung, die aus Stichproben gewonnen wurden. Zunächst wird noch vorausgesetzt, daß wenigstens P exakt bekannt ist, und behandelt, wie auf Grund eines Stichprobenergebnisses für Q (Schätzwert mit zugehörigen Vertrauensgrenzen für Q) entschieden werden kann, ob zwischen dem vorliegenden Erbgang und einem der Modelle EDEUP1 und MFVSE1, etwa EDEUP1, ein Unterschied besteht: es wird ein Unterschied angenommen, wenn der Erwartungswert von Q für jedes Modell EDEUP1 (P, w), dessen P-Wert gleich der vorliegenden Populationsfrequenz ist, außerhalb des Vertrauensintervalls für Q liegt. Das ist eine Entscheidung im Sinne eines statistischen Tests, und es wird ausführlich auf die Problematik dieses Tests eingegangen. Abgesehen von der Voraussetzung, daß genau bekannt sein muß, hat dieses Vorgehen den Nachteil, daß die genannte Entscheidung auf Grund eines Stichprobenergebnisses für immer nur eine der 6 in die Untersuchung einbezogenen Merkmalsfrequenzen vorgenommen wird: auch wenn in keinem Fall ein Unterschied konstatiert werden kann, ist immer noch denkbar, daß sich auf Grund der Stichprobenergebnisse für alle Merkmalsfrequenzen gemeinsam ein Unterschied zwischen dem vorliegenden Erbgang und einem der Modelle EDEUP1 und MFVSE1 feststellen läßt. Beide Nachteile vermeidet eine von Morton et al. (1970) angegebene, auf dem Maximum-Likelihood-Verfahren und dem ² beruhende Methode, die auf unseren Fall zugeschnitten eingehend dargestellt wird.Zum Abschluß werden unsere Ergebnisse hinsichtlich der Unterscheidbarkeit der Modelle EDEUP1 und MFVSE1 mit den Ergebnissen von Smith (1971a) verglichen, der die Unterscheidbarkeit zwischen einem allgemeineren Modell des einfachen diallelen Erbgangs (GTSLM) und dem Modell MFVSE1 mit einer von der unsrigen abweichenden, dem Vorgehen von Morton et al. (1970) ähnlichen Methode untersucht hat; das Modell GTSLM sieht noch zusätzlich die Manifestation des merkmals aus nichtgenetischer Ursache (mit der Wahrscheinlichkeit z) vor und enthält das Modell EDEUP als Spezialfall (z=0). Unsere Ergebnisse stehen mit denen von Smith im Einklang, soweit sie überhaupt mit diesen vergleichbar sind. Es ist auch kein Widerspruch, daß sich in einigen Fällen ein Modell MFVSE1 (P, h ²) bei Smith nicht vom Modell GTSLM unterscheiden läßt, obwohl es bei uns vom Modell EDEUP1 unterscheidbar ist. Denn dies ist wegen der größeren Allgemeinheit des Modells GTSLM zu erwarten, und tatsächlich weicht in einem solchen Fall die Parameterkonstellation der MFVSE1 (P, h ²) optimal angepaßten Realisation von GTSLM mehr oder weniger stark von den Parameterkombinationen ab, die dem Modell EDEUP1 entsprechen. Vielfach ist diese Parameterkonstellation jedoch biologisch wenig sinnvoll, indem die Penetranzen klein sind oder die Wahrscheinlichkeit z groß ist (oder beides zutrifft); in einem solchen Fall ist das multifaktorielle Modell überzeugender als das davon formal nicht unterscheidbare Modell GTSLM.Der in dieser Arbeit durchgeführten Untersuchung haftet in zweierlei Weise etwas unvermeidbar Künstliches an. Zum ersten sind die gegenübergestellten Modelle EDEUP1 und MFVSE1 künstlich, indem bei ihrer Spezifikation eine Reihe von Voraussetzungen gemacht werden mußte, um die Berechnung der Erwartungswerte der in die Untersuchung einbezogenen Merkmalsfrequenzen bei Verwandten von Probanden für diese Modelle zu ermöglichen und die Komplexität der Modelle in Grenzen zu halten. Diese Voraussetzungen sind zwar zum Teil plausibel, wie z. B. die Annahme einer Normalverteilung für die Disposition in der Population, aber zum Teil auch einschränkend, wie die Annahme, daß der Umweltbeitrag zur Disposition mit dem genotypischen Wert der Disposition nicht korreliert ist, oder die Annahme, daß zwischen den Umweltbeiträgen zu den Dispositionen von Verwandten keine Korrelation besteht. Eine Einschränkung bedeutet auch die in der Arbeit stets gemachte Voraussetzung, daß in der Population bezüglich des zugrundeliegenden Locus bzw. aller beteiligten Loci Panmixie besteht und insbesondere die Eltern der Probanden nicht verwandt sind; beim multifaktoriellen Modell wirkt sich diese Voraussetzung so aus, daß die Dispositionen der Eltern nicht korreliert sind. Wenn man durch Fallenlassen einiger dieser Voraussetzungen bei einem der Modelle, etwa bei MFVSE1, zu einem allgemeineren Modell übergeht (was prinzipiell möglich ist, allerdings die Untersuchung erheblich komplizieren würde), so wird eine zwischen einem Modell EDEUP1 (P, w) und dem Modell MFVSE1 auf Grund einer Merkmalsfrequenz bestehende Unterscheidbarkeit eventuell verlorengehen, während eine Simulierbarkeit von EDEUP1 (P, w) bezüglich einer Merkmalsfrequenz sicher erhalten bleibt. Aus den Ergebnissen der Arbeit können demnach nur Schlüsse auf die Simulierbarkeit durch allgemeinere Modelle, nicht auf die Unterscheidbarkeit von solchen Modellen gezogen werden. Insbesondere wird durch einen Wert R ₁>4 des Quotienten R ₁=Q ₃/Q ₂ oder einen Wert R ₂2,5 des Quotienten R ₂ =Q ₂₁/Q ₁₁ wohl das Modell EDEUP1 ausgeschlossen, aber nicht unbedingt jedes allgemeinere Modell eines einfachen diallelen Erbgangs. Zum zweiten ist künstlich, daß, in die Untersuchung nur die 6 Merkmalsfrequenzen Q ₁, Q ₂, Q ₃, Q ₁₁, Q ₂₁ und Q ₂₂ bei den engsten Verwandten (Kleinfamilie) der Probanden einbezogen werden. Durch Hinzunahme von Merkmalsfrequenzen bei entfernteren Verwandten der Probanden werden sich vermutlich zusätzliche Möglichkeiten zur Unterscheidung zwischen den Modellen EDEUP1 und MFVSE1 ergeben. Eine solche Ausweitung ist aber auch im Hinblick auf die Unterscheidung zwischen allgemeineren Modellen des einfachen bzw. multifaktoriellen Erggangs wichtig. Als entferntere Verwandte kommen in erster Linie Onkel und Tanten sowie Großeltern der Probanden in Betracht. Hier bietet sich die Trennung in Verwandte des Vaters und Verwandte der Mutter an, und man kann, zumindest prinzipiell, die Wahrscheinlichkeiten für die möglichen Verteilungen von 2 Merkmalsträgern auf eine bestimmte Gruppe von väterlichen Verwandten und eine solche von mütterlichen Verwandten (etwa auf v (2) väterliche und m (2) mütterliche Geschwister) in den Modellen EDEUP1 und MFVSE1 berechnen. Slater (1966) hat nämlich die Vermutung geäußert (und diese an Hand eines grob annähernden Rechenmodells zu bestätigen versucht), daß das Verhältnis der Wahrscheinlichkeit der einseitigen Verteilungen (beide Merkmalsträger entweder auf der väterlichen oder auf der mütterlichen Seite) zur Wahrscheinlichkeit der zweiseitigen Verteilungen beim einfachen Erbgang (Modell EDEUP1) größer ist als beim multifaktoriellen Erbgang (Modell MFVSE1), und das wäre eine weitere Hilfe bei der Unterscheidung zwischen den beiden Modellen. Darüber hinaus könnte man daran denken, aus einer bestimmten Gruppe von Verwandten des Probanden (etwa seinen Geschwistern, seinen Eltern und deren Geschwistern) bestehende Stammbäume nach den Stellen im Staummbaum, an denen das Merkmal auftritt, in Typen einzuteilen und die Wahrscheinlichkeiten dieser Typen für die beiden Modelle EDEUP1 und MFVSE1 zu berechnen, in der Hoffnung, daß hinsichtlich der Verteilung der Typen zwischen den beiden Modellen charakteristische Unterschiede bestehen. Klunker (1960) hat die Verteilung solcher Stammbaumtypen für das Modell EDEUP1 unter einer speziellen Annahme über die Genotypen der Eltern und Großeltern des Probanden (die bei seltenen Merkmalen annähernd zutrifft) berechnet; grundsätzlich ist die Berechnung auch ohne diese Annahme möglich, wird dann aber sehr kompliziert. Die Verteilung der Stammbaumtypen für das Modell MFVSE1 kann mit Hilfe einer von Smith (1971b, Anhang) angegebenen Näherungsmethode berechnet werden.

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Discrimination between multifactoria inheritance with threshold effect and two-allele single-locus hypothesis

Summary and Conclusions According to our present knowledge of the mechanism of gene action, the statement that an anomaly follows a simple mode of inheritance (single-locus hypothesis) implies that the anomaly has a simple biochemical cause, namely the alteration or absence of the primary product (polypeptide chain) of a certain gene. Therefore, if the anomaly does not satisfy the formal criteria of a single-locus model except with the help of additional assumptions, such as that of incomplete penetrance of the anomalous allele, a more conservative hypothesis of inheritance should also be considered, to avoid a hopeless search for a simple biochemical cause. In this paper a two-allele single-locus hypothesis with incomplete penetrance of the anomalous allele (model EDEUP) is contrasted with a more conservative alternative hypothesis which is extremely different from the first: a multifactorial mode of inheritance with threshold effect (model MFVSE). In this model slight and non-specific effects of the gene pairs at a great many loci, and perhaps some environmental influence, combine to determine a phenotypically latent continuous variable (the disposition or liability to the anomaly), with the anomaly becoming manifest when the variable exceeds a certain threshold level.A parameter common to both models is the population frequency P of the trait (the anomaly); further parameters are: the penetrances w ₁and w ₂of the anomalous allele in the homozygous and heterozygous states respectively in the EDEUP model, the heritability h ²and the degree of genetic determination ² of the disposition in the MFVSE model. In the paper only 2-parametric special cases of the 3-parameter models are considered: the EDEUP model is restricted to the special case EDEUP1, defined by w ₁=1, w ₂=w (complete penetrance of the anomalous allele in the homozygous state), and the MFVSE model to first the special case MFVSE1, defined by ² = h² (no dominance effects at the loci involved), and then to the special case MFVSE2, defined by ² = 1 (no environmental contribution, but possible dominance effects). It is interesting to consider what conditions allow the two models EDEUP1 and MFVSEi (i=1 or 2) to simulate each other in certain partial aspects of the phenotype, and whether there are criteria allowing discrimination between the two models. The partial aspects of the phenotype used are firstly the trait frequencies (incidences) Q ₁,Q ₂, and Q ₃in parents (or children), sibs (or DZ twins), and MZ twins of affected persons (probands), secondly the incidences Q ₁₁, Q ₂₁, and Q ₂₂in sibs of probands with a given phenotype combination of the parents (-x-, +x-, or +x+, where - and + mean normal and affected respectively); here it is assumed that the procedure for recording probands fulfils the conditions of single selection. A model EDEUP1 (P, w) (realization of the EDEUP1 model with specified values of the parameters P and w) simulates a model MFVSEi (P, h²) (i=1 or 2) (and conversely the latter the first model) relative to an incidence Q if the expectations of Q in the two models (with the same population frequency P in both models) coincide. A model EDEUP1 (P, w) can be simulated by the MFVSEi model relative to Q if there is a realization MFVSEi (P, h ²) simulating EDEUP1 (P, w) relative to Q; otherwise EDEUP1 (P, w) is distinguishable from the MFVSEi model by means of Q. Whether a model MFVSEi (P, h ²) can be simulated by the EDEUP1 model or not, is decided in the same way.First the methods for calculation of the expectations of the incidences Q ₁, Q ₂, Q ₃,Q ₁₁, Q ₂₁, and Q ₂₂in the models EDEUP and MFVSE in dependence on the model parameters are described in detail. There are several possible methods for the MFVSE model: For calculating the expectations of Q ₁, Q ₂, and Q ₃, the methods of Pearson (1901), Crittenden (1961) and Falconer (1965), as well as of Smith (1970) are mentioned, besides the procedure used in this paper, which is based on numerical integration by means of the Gaussian quandrature formula. The method actually used for calculating the expectations of Q ₁₁, Q ₂₁, and Q ₂₂, was obtained by a slight modification to a procedure described by Steck (1958), and there is another method (Smith, 1971b) which is applicable only to the special case MFVSE1.The factual calculation of the expectations of the 6 incidences mentioned in the contrasted models was always carried out for the values of population frequency P between 0.01% and 10% (P-range). Comparison of the expectations of the 6 incidences in the models EDEUP1 and MFVSE1 yields the following results: The model EDEUP1 (P, 1) (simple dominant inheritance with complete penetrance) can be distinguished from the EDEUP1 model throughout the range of P by means of each of the incidences Q ₁, Q ₂, Q ₁₁, Q ₂₁and Q ₂₂. The other limiting case of EDEUP1, the model EDEUP1 (P, 0) (simple recessive inheritance), is distinguishable from the MFVSE1 model by each of the incidences Q ₂, Q ₁₁, Q ₂₁, and Q ₂₂, also throughout the P-range. For 0.5w<1, the model EDEUP1 (P, w) can be distinguished from MFVSE1 throughout the range of P by Q ₁, Q ₂, or Q ₁₁; discrimination by means of Q ₂₁is still possible if P1%, or throughout the range of P if w0.7. For 0<w<0.5, in contrast, the model EDEUP1 (P, w) is distinguishable from MFVSE1 throughout the range of P only by means of the incidence Q ₁₁; disregarding the very low penetrances (0<w<0.1) which are biologically not very reasonable, discrimination by means of Q ₁, Q ₂, or Q ₂₁is possible only for low population frequency P; in fact, the lower the value of w is, the lower P must be. Thus a model EDEUP1 (P, w) with 0.1w<0.5 can be simulated by the MFVSE1 model relative to each of the 5 incidences Q ₁, Q ₂, Q ₃, Q ₂₁, and Q ₂₂, at least when P is sufficiently high; for this reason one has to be cautious in assuming a simple dominant inheritance with low penetrance (0.1w<0.5) if the population frequency is not low. On the other hand, the model MFVSE1 (P, h ²) is distinguishable from the EDEUP1 model by means of Q ₁₁at every value of h ²and throughout the range of P. Relative to each of the remaining 5 incidences Q ₁, Q ₂, Q ₃, Q ₂₁, and Q ₂₂, the model MFVSE1 (P, h ²) can be simulated by EDEUP1 at high values of h ²(especially for h ²=1) and a sufficiently high value of P. At medium and low values of h ², in contrast, the model MFVSE1 (P, h ²) is distinguishable from the EDEUP1 model by means of each of these 5 incidences: by means of Q ₃and Q ₂₁when h ²0.6, of Q ₁and Q ₂₂when h ²0.7, and of Q ₂when h ²0.8. The investigation of the two ratios R ₁=Q ₃/Q ₂and R ₂=Q ₂₁/Q ₁₁leads to two criteria for differentiation between the models: A value R ₁<4 excludes the EDEUP1 model and indicates the MFVSE1 model, if the choice is between these two models only (twin criterium of Penrose, 1953); the second criterion states the same in the case of R ₂2.5. Both criteria contain only a sufficient and not a necessary condition: a value R ₁4 or a value R ₂<2.5 is not indicative of the MFVSE1 model but nor does it exclude it.Comparison of the values expected for the 6 incidences in the models EDEUP1 and MFVSE2 yields results which are almost the same qualitatively as those of the corresponding comparison of EDEUP1 with MFVSE1; there are only some quantitative differences: Dominance (at some or all of the loci involved) has a similar effect on the 6 incidences as an environmental contribution to the disposition. More specifically, it is not possible to discriminate between the models MFVSE1 and MFVSE2 by means of the incidences considered.The discrimination of a mode of inheritance under discussion from one of the models EDEUP1 and MFVSE1 by means of an incidence Q (in a certain type of relatives of probands) in the sense mentioned above presupposes that not only the population frequency P of the trait but also Q, the value expected for Q in the mode of inheritance under discussion, is known exactly. In practice, however, only estimates obtained from samples are available for both P and Q. First it is still assumed that at least P is known exactly, and the method of deciding by means of a sample result for Q (estimate for Q with confidence limits) whether there is a difference between the mode of inheritance under discussion and one of EDEUP1 and MFVSE1, say EDEUP1, is discussed: a difference is accepted when the expectation of Q in each model EDEUP1 (P, w) with P-value equal to the existing population frequency lies outside the confidence interval for Q. This is a decision in the sense of a statistical test, and we go into the problems of this test in detail. Apart from the condition that P must be exactly known, this procedure has the added disadvantage that the decision mentioned is always made by means of a sample result for only one of the 6 incidences included in the investigation: even if it is not possible to establish a difference in any of the cases, it is still conceivable that a difference can be stated between the mode of inheritance under discussion and one of the models EDEUP1 and MFVSE1 by means of the sample results of all incidences together. A method given by Morton et al. (1970) which is based on the maximum likelihood principle and the ²-test for goodness of fit avoids both disadvantages; the method, modified for our case, is presented in detail.Finally, our results on the possibility of discrimination between the models EDEUP1 and MFVSE1 are compared with those obtained by Smith (1971a), who investigated the discrimination between a generalized two-allele single-locus model (GTSLM) and the MFVSE1 model by a different method from ours, which resembles that used by Morton et al. (1970). The GTSLM model also provides for the manifestation of the trait from non-genetic causes (with a probability z) and contains the EDEUP model as a special case (z=0). Our results are consistent with Smith's results, insofar as they are at all comparable with them. In particular, it is no contradiction that in some cases a model MFVSE1 (P, h ²) in Smith's results cannot be distinguished from the GTSLM model although it is distinguishable from the EDEUP1 model in our results. This is to be expected because of the greater generality of the GTSLM model, and actually in such a case the parameter constellation of the realization of GTSLM which gives the best fit to the model MFVSE1 (P, h ²) deviates more or less strongly from the parameter combinations appropriate to the EDEUP1 model. Frequently, however, this parameter constellation is not very reasonable biologically, in that the penetrances are low or the probability z is high (or both); in such a case the multifactorial model is more convincing than the GTSLM model though it is formally not distinguishable from the latter.Two kinds of inevitable artificiality are inherent in the investigation described in this paper. Firstly, the contrasted models EDEUP1 and MFVSE1 are artificial in that their specification involved a series of assumptions to facilitate the calculation of the values expected in these models for the incidences in relatives of probands included in the investigation and to limit the complexity of the models. It is true that some of these assumptions are plausible, for instance the assumption of a normal distribution of the disposition in the population, but some are restricting, such as the assumption that the environmental contribution to the disposition is not correlated with the genotypic value of the disposition, or that there is no correlation between the environmental contributions to the dispositions of relatives. A further restriction is imposed by the assumption always made in this paper that there is random mating in the population relative to the underlying locus resp. all the loci involved and, especially, that the parents of the probands are not related; in the multifactorial model, this implies that the dispositions of the parents are not correlated. If by ceasing to insist on some of these assumptions in one of the models, say in MFVSE1, one adopts a more general model (a procedure which is possible in theory but would considerably complicate the investigation), the possiblility of discrimination existing between a model EDEUP1 (P, w) and the MFVSE1 model by means of an incidence will eventually be lost, while the possibility of simulation of EDEUP1 (P, w) relative to an incidence will certainly be preserved. From the results of this paper, therefore, we can draw inferences only about the possibility of simulation by more general models and not about the possibility of discrimination from such models. In particular, it is true that when R ₁>4 for the ratio R ₁=Q ₃/Q ₂or when R ₂2.5 for the ratio R ₂=Q ₂₁/Q ₁₁the EDEUP1 model is excluded, but not necessarily every more general two-allele single-locus model. A second kind of artificiality is introduced by the inclusion of only the 6 incidences Q ₁, Q ₂, Q ₃, Q ₁₁, Q ₂₁, and Q ₂₂in the closest relatives (small family) of the probands in the investigation. The inclusion of incidences in more remote relatives of the probands will probably yield additional possibilities for discriminating between models EDEUP1 and MFVSE1. But widening of the investigation in this way is also important with regard to discrimination between more general models of simple or multifactorial inheritance. More remote relatives means primarily the uncles and aunts and the grand-parents of the probands. Separation into maternal and paternal relatives may then be considered, and, at least in theory, the probabilities for the possible distributions of two affected persons in a certain group of paternal relatives and in a corresponding group of maternal relatives (say, on v (2) paternal and m (2) maternal sibs) in the models EDEUP1 and MFVSE1 can be calculated. Slater (1966) has advanced the supposition (and has attempted to verify it by means of a approximative computational model) that the ratio of the probability of the one-sided distributions (both affected persons on the paternal side or both on the maternal side) to the probability of the two-sided distributions is higher in simple inheritance (EDEUP1 model) than in multifactorial inheritance (MFVSE1 model), and this would be a further help in distinguishing between the two models. In addition, one could classify the pedigrees consisting of a particular group of the proband's relatives (say his sibs, his parents, and his parents' sibs) into types according to the positions where the trait occurs in the pedigree. Then, it would be interesting to calculate the probabilities of these types for the two models EDEUP1 and MFVSE1, in the hope of finding characteristic differences between the two models as to the distribution of the types. Klunker (1960) has calculated the distribution of such pedigree types for the EDEUP1 model with a specific assumption about the genotypes of the parents and grand-parents of the proband (which is approximately correct for rare traits); in principle, the calculation is also possible without this assumption but then it becomes very complicated. The distribution of the pedigree types in the MFVSE1 model can be calculated by means of an approximation method described by Smith (1971b, Appendix).