Aby ustalić, czy istnieją korelacje pomiędzy poszczególnymi studzienkami na płytkach, ilościowo określono parowanie dla każdej studzienki (n = 96 studni/płytka dla trzech płytek). Stwierdzono, że parowanie wynosiło -0,036 µL ± 0,003 µL (średnia ± SEM dla wszystkich pomiarów). (Rysunek 6A) Obliczono korelacje Pearsona w celu oceny trendów między parowaniem a położeniem studzienek. Współczynnik korelacji (Rysunek 6B,C) dla parowania w stosunku do rzędów wyniósł -0,04 (p = 0,4949), a dla parowania w stosunku do kolumn -0,23 (p = 0,0001). Następnie grupy rozdzielono pomiędzy kolumny, aby zminimalizować niewielkie, lecz istotne statystycznie korelacje występujące w obrębie kolumn.

Rysunek 6: Odparowanie w MFA. (A) Rozkład gęstości zmian odparowania ze średnią ± SD wskazaną linią przerywaną. Korelacje między odparowaniem a rzędami (B) lub kolumnami (C) wraz z zaznaczonym współczynnikiem korelacji Pearsona i wartością p. Proszę kliknąć tutaj, aby wyświetlić powiększoną wersję tego rysunku.
Aby potwierdzić poprawność protokołu, określono ilość spożycia dla 3-5 dniowych much Canton-S B (n = 36/płeć/płytka oraz n = 24 kontroli odparowania/płytka dla trzech płytek) (Rysunek 7). Odparowanie w dołkach kontrolnych różniło się istotnie od zera (-0,030 µL ± 0,006 µL, p = 4,81 x 10-6; jednopróbkowy test t względem zera). Z zestawu danych pominięto dwie próbki (obie samce) – jedną z powodu śmierci podczas nocnej ekspozycji, a drugą z powodu ujemnej wartości spożycia po skorygowaniu o odparowanie. Przełożyło się to na współczynnik utrzymania próbek > 99%.

Rysunek 7: Ilościowe określanie spożycia przy użyciu MFA. (A) Spożycie wizualizowano przy użyciu specjalnie wykonanej szklanej komory. Obserwowano muchy pijące z perforowanych studni; po spożyciu barwionego roztworu zaobserwowano niebieskie zabarwienie odwłoka. Patrz również Wideo uzupełniające S.1. (B) Wartości spożycia (średnia ± SEM) w grupach kontrolnych odparowania, samców oraz samic. Do porównań statystycznych przeprowadzono parowe testy post hoc t dla nierównych wariancji, a istotność zaznaczono słupkami. Kliknij tutaj, aby wyświetlić powiększoną wersję tego rysunku.
Następnie skonstruowano model analizy wariancji (ANOVA) opisany wzorem Y = µ + S + P + SxP + e, gdzie Y oznacza średnią grupową, µ – średnią ogólną, S – stały efekt płci, P – stały efekt płytki, SxP – interakcję między płcią a płytką, a e – zmienność rezydualną. Analiza ANOVA nie wykazała istotnej zmienności między płytkami (p = 0,671) ani specyficznych dla płci interakcji z płytkami (p = 0,104) w odniesieniu do spożycia, podczas gdy sama płeć znacząco wpływała na obserwowaną zmienność spożycia (p = 4,17 x 10-18). Test post hoc t wykazał, że samce spożywały znacznie mniej niż samice (0,500 µL ± 0,017 µL vs 0,811 µL ± 0,028 µL, p = 1,13 x 10-17, dwupróbkowy test t dla nierównych wariancji).
Aby wykazać, że test ten może być wykorzystany do ilościowego określenia preferencji w wyborze dwukrotnym, muchom zaoferowano wybór pomiędzy 4% roztworem sacharozy z 1% ekstraktem drożdżowym a 4% roztworem sacharozy uzupełnionym o 15% etanol i 1% ekstrakt drożdżowy. Zarówno samce, jak i samice wykazały zdecydowaną preferencję dla roztworu z etanolem i ekstraktem drożdżowym, przy indeksach preferencji wynoszących 0,974 ± 0,026 dla samców oraz 0,876 ± 0,06 dla samic (średnia ± SEM) (Rysunek 8).

Rycina 8: Ilościowe określenie preferencji z wykorzystaniem MFA. Spożycie 4% sacharozy w porównaniu z 4% sacharozą uzupełnioną o 15% etanol i ekstrakt drożdżowy u samców i samic muszek (n = 33 dla każdej płci). Samce spożyły więcej roztworu etanolu niż kontrolnego roztworu sacharozy (0,511 µL ± 0,029 µL w porównaniu z 0,00 µL ± 0,017 µL; p = 4,06e-10; test t dla dwóch prób). Samice również spożyły więcej roztworu etanolu niż kontrolnego roztworu sacharozy (0,939 µL ± 0,044 µL w porównaniu z 0,132 µL ± 0,044 µL; p = 7,38e-17; test t dla dwóch prób). Kliknij tutaj, aby wyświetlić powiększoną wersję tej ryciny.
Wideo uzupełniające S.1: Wideo przedstawia muchę żerującą z perforowanej studzienki i akumulującą niebieskie zabarwienie odwłoka podczas spożywania barwionego roztworu. Klatka z filmu została przedstawiona na Rysunku 7A. Kliknij tutaj, aby pobrać to wideo.
Plik uzupełniający S.2: Łącznik do testu MFA na mikropłytkach. Jest to wydruk 3D łącznika wykorzystywanego w MFA. Do wykonania MFA użyto nylonu PA12. Kliknij tutaj, aby pobrać ten plik.
Plik uzupełniający S.3: Pasek barierowy do testu z podajnikiem na płytce mikrotitracyjnej. Zawiera on projekt plastikowych pasków barierowych używanych do przełączania ekspozycji much na płytkę z podajnikiem. Pojedynczy łącznik może pomieścić do dwunastu pasków barierowych. Kliknij tutaj, aby pobrać ten plik.
Plik uzupełniający S.4: Instrukcje rozpakowywania i wykonania dla testu Microplate Feeder Assay. Dołączone zostały instrukcje rozpakowywania sprzęgacza i listew barierowych. Zawarto instrukcje wykonania wewnętrznej pokrywy, zewnętrznej pokrywy oraz pojemnika wtórnego używanego do ograniczenia parowania podczas ekspozycji. Kliknij tutaj, aby pobrać ten plik.
Plik uzupełniający S.5:Porównanie kosztów analizy z wykorzystaniem mikroplatek do karmienia (Microplate Feeder Assay, MFA) oraz analizy z wykorzystaniem jednowybierowej kapilarnej karmidła (CApillary FEeder, CAFE) dla pojedynczej muchy. Przebadanie 72 much na płeć dla jednej linii wymagałoby dwóch zestawów sprzętu MFA (łączniki + płytki + paski barierowe), podczas gdy w przypadku CAFE potrzebna byłaby tylko jedna kapilara dla każdej fiolki hodowlanej. Mimo znacznej różnicy w początkowej inwestycji w MFA, duża różnica w kosztach bieżących (odpowiednio 14,80 USD i 46,08 USD) pozwoliłaby na odzyskanie kosztów początkowych po przebadaniu zaledwie 4 linii (punkt rentowności). Kliknij tutaj, aby pobrać ten plik.