Фогель, Мотульски - Генетика человека - 1 (947311), страница 73
Текст из файла (страница 73)
Признак, для которого вывод об аутосомнодоминатпном наследовании был сделан на основе указанных критериев; это низкая амплитуда электроэнпефалограммы (ЭЭГ) !92!з. Человеческий мозг постоянно порожлает электрические колебания, которые после прохождения через соответствующие усилители можно записать в 3. Формальная генетика человека 235 виде кривых на бумаге. Для этого к голове в определенных точках прикладывается несколько (8-! б) электродов. Испытуемый расслабляется и отдыхает, но не спит (типы ЭЭГ сна различны и сами оо себе часто используются в специальных диагностических целях). В ЭЭГ отдыхающего здорового взрослого человека обнаруживается несколько разных типов волн, среди которых наиболее примечательны а-волны, характеризующиеся умеренной частотой кодебаний.
Кроме этого могут присутствовать быстрые 1)-волны (с частотой более !3 колебаний в секунду) и несколько видов медленных 0-волн (4-8 колебаний в с) (рнс. 3.52). Комбинации различных элементов кривой ЭЭГ многообразны, их можно сравнивать между собой. Почти каждый человек имеет свою собственную, характерную тольку для него ЭЭГ, которая остается постоянной многие годы в отсутствие таких заболева- Ряс.
3.51. Бимодальное рвспределенис в случае, когда вторая мода близка к нулю. Различие межлу простым диаллельным наследованием и мультифакториальной моделью. Отметим, что прн мультифакториальном наследовании первая мола сдвинута влево, тогда как при диаллельиом наследовании первая мода совпадает с популяционной модой и модой в тех семьях, в которых происходит расщепление на два типа. 230 3.
Формальная генетика человека ний, как эпилепсия или опухоль мозга, а также исключая такие кратковременные фиэиологическис состояния, как сильное утомление или тшкелая интоксикация. В детстве и юности ЭЭГ развивается из нерегулярных форм с относительно медленными волнами, завершает свое развитие примерно к 19 годам, а затем менястся очень мало. Индивидуальные различия в скорости равен~ив огромны, что объясняет высокую изменчивость ЭЭГ в детском возрасте. Близнецовые исслелования показали, что в норме индивидуальные различия ЭЭГ детерминированы по пи исключительно генетически.
Примерно у 4'Ъ взрослых индивидов из общей популяции обнаружены ЭЭГ со следующими характеристиками: а) а-волиы затылочной области полностью отсутствуют или выявляются только короткое время с очень низкой амплитудой; б) ЭЭГ може~ выглядеть абсолютно пдоской илн обнаруживать нерегулярную картину с !1- или О-волнами низкой амплитудьц в) в противоположность ЭЭГ с нормальным а-ритмом отсутствует реакция иа открывание глаз.
После закрывания глаз могут появиться, но не обязательно, отдельные а-волны. Первым требованием генетического анализа является, конечно, возможность количественно оценить а-ритм в затылочной области. Одной из мер может служить так называемый а-иадекс, определяемый следующим образом: число отдельных а-волн/!0 с а-част ота /10 с На рис. 3.53 показано распределение этого индекса в 30 сибствах, зарегистрированных по пробанлам с низкой амплитудой ЭЭГ.
Это распределение имеет два максимума, один около 70 — 80, а другой около О. Второй максимум соответствуег низкой амплитуде. На первый взгляд это распределение свидетельствует в пользу моногенной гипотезы, однако второй максимум близок к нулевому значению и, следовательно, бимодальность распределения лгожет оказаться следствием порога, расположенного в нулевой точке, т.е. фиктивной. Имеются ли дополнительные аргументы в пользу моногенного наследоаания7 Распределение среди родителей является бимодальным, а распределение вокруг первой моды хорошо согласуется с распределением в общей популяпии.
Еп!е важнее то, что во всех семьях, зарегистрированных по пробанду, по крайней мере олин родитель имел низкую амплитуду ЭЭГ (рис. 3.54). Сегрегационный анализ данных по всем семьям с двуми пораженными родителями дал оценку вероятности расщепления. близкую к 75'Ь, но по всем семьям с одним пораженным ролнтелем оценка этой вероятности была значительно ниже ожидаемого значения, равного 50'Ъ. Оказалось, чю такой результат †следств включения в выборку подростков в возрасте ог 1О до !9 лет: низкая амплитуда ЗЭГ как раз только формируется в течение этого периода.
Ограничение анализа только лицами !9 лет и старше приводит к превосходному сост.ветс~вию ожидаемых и наблюдаемых сегрегационных отношений (табл. 3.12). (Ожидаемые значения иногда выше, чем 0,5 или 0,75 соответственно, поскольку вслелствие высокой частоты признака среди родителей ожидается некоторая доля гомозигот.) В описанном случае анализ распределений количественного признака (а-индекс) в семьях позволил сделать вывод об аутосомно-доминантнолг типе наследования. 10 о а сг о о 1 о о о д о л д л л л р ь д р о чО о я д л л д д Рис. 3.53.
Распределение а-индекса в 30 сибствах из семей пробандов с низкоамплитудными ЭЭГ (см. текст). В принципе сходные критерии можно использовать при изучении Х-сцепленного рецессивного наследования. Однако в этом случае анализ распределений может оказаться труднее для женской части популяции, поскольку ожидается тримодальное распределение: две гомозиготы и одна гетерозигота. Примером может служить активность глюкозо-6-фосфатдегидрогеназы (гэбР)Э): так как существуют большие перекрывания между «нормой» и гетерозиготами, а также между гетерозиготами и гомозиготами по недостаточности хэбРх), в женской части популяции трудно идентифицировать тримодальность.
го 3. Формальная генетика человека 237 '! абяньа 332, Низкоамплитудная ЭЭГ (+): сегрегационный анализ 60 семей со ! !7 детьми Все дсгя ч- х Типы брака Только деги старше 19 лет х Р-ожидаемое: Р опснениос сегрегационное отношение. Ожидаемые значения были вычислены в прелположеиии. по подавляющее большинство ролигслей с низкоамплитудной ЭЭГ ( '-) были гстсрозигогами (ожидаемые значения дл» детей в скрсщивмгиях ч х + 0,75; ь х — ' Р = 0,05). а родители, лля которых вычисления провозились в предположении равновесия Харди-Ваинбсрга, были гомозиготами.
(Во мха 1 сех второй лочери стандартная ЭЭГ с а-ритмом. Униполярные отведения. Рвс. 3.54 Семейное обследование. У матери и первой лочери низкоамплитудныс ЭЭГ, у отца и Ожидаемое (Е) Наблюдаемое (ч-) Р = 0,759 Р = 0,75 + О,! 53 Р = 0,509 Р = 0,364 + 0,052 Р = 0,509 Р = 0,447 + 0,075 238 3. Формальная генетика человека З.бАА. Генетический анализ на уровне количественного фенотипа — биометричегкий уровень Аддитивная модель. Во многих случаях фенотипическая изменчивость настолько сложна, что эффекты отдельных мутаций уже нельзя идентифицировать и приходится мириться с генетическими выводами (основанными на анализе сходства между родственниками), представленными в очень общем виде. Тем не менее применяемые в этих случаях «мультифакториальные» модели имеют вполне определенные характеристики, и что важнее, формулируемые иа их основе прогнозы оказываются справедливыми при тестировании на реальном материале.
В простейшей из возможных моделей предполагается совместное действие нескольких генов. Предположим, что аллелгч обозначаемый заглавной буквой (А или В, но не а или Ь), вносит свой вклад в величину признака («положительный» аллель), тогда как аллель, обозначаемый маленькой буквой (а или Ь, но не А или В), действует как «нулевой», т.е. не оказывает никакого эффекта на величину признака («отрицательный» аллель).
Тогда фенотипическое проявление признака будет находиться в градуальной зависимости только от относительного количества положительных (или отрицательных) аллелей, вклады которых предполагаются в этой модели равными и Яддитивными. Таким образом, генотипы ААВВссгЫ..., АаВЬСсОЙ или ааЬЬСС)Ш... фенотипически не различаются (аддитивная полигепия). Эту модель мы используем в дальнейшем для разъяснения ряда концепций. Необходимо пояснить, что эта модель представляет собой абстракцию и является очень упрощенной. На самом деле вклады генов, действующих в мультифакториальной системе, почти всегда будут различаться как в количественном, так и в качественном отношении.
Какие-то гены окажутся более важными. Давайте далее предположим, что рассматриваемые п диаллельных генов распространены в популяции с частотами р (для положительных аллелей) = г( (для отрицательных аллелей) = 0,5. Тогда распре- деление фенотипических классов на произвольной количественной шкале задается биномиальной формулой (р ч- г))з" (рис. 3.55). Чем больше число генов, тем болыпе индивидов находится в центральной (т.е. ближе к средним значениям) облает.и распределения. На первый взгляд эта зависимость может дать критерий оценки количества генов, детерминируюших признак (для чего следует сравнить эмпирическое распределение с некоторым набором теоретических). Однако такое предположение будет справедливым лишь в том случае, если каждый ген вносит в величину признака на периферии распределения точпо такой же вклад, как и в центре.
![](https://s.studizba.com/z.php?f=/templates/si/i/noavatar.png&w=100&h=100&t=1"){kind=avatar}
