Фогель, Мотульски - Генетика человека - 3 (947313), страница 66
Текст из файла (страница 66)
Результаты обследования в сочетании с историей болезни позволили исключить из выборки 183 живушлх н 2 умерших больных. Приложение 3 1Вб Геяешический анализ. Отдельно анализировали еяедуилцие три типа семей: 1) родители Г х Г, 2) родители Г х Н, 3) ролители Н х Н (Г-иаследстеепиая глухонемота, Н- непораиениый). Данные для третьей группы (Н х Н) приведены в табл. П.З.!. Предварительное исследоваяие и большое число непораженных сибсов предполагают аутосомио-рецессивный тип наследоваяяя.
Следовательно, используется описаиньй выше метод тестирования и наблюдаемые частоты сравнивают с их ожидаемыми значениями при полном отборе. Однако полученный результат не совместим с генетической гипотезой. Имеется высоко значимый недостаток пораженных (2' = 26,60 с 1 ст.св.). Этот результат показывает несовершенство метода тестирования по сравнению с методом оценки. Если в первом случае мы просто получаем отрицательный ответ, то во втором мы оказываемся в состоянии оценить сегрегационное отношение в этих семьях.
Таким образом, целесообразно использовать метод оценки с исходными значениями р = 0,20 и 9 = 0,80 (уравнеиие П.3.1) 432 ~И,Г,= — — ~В,= рб * 0,2 х 0,8 — 35 х 6,173 — 39 х 6,047 — 34 х 5,875— — 35 х 5,664 — 49 х 5,417 — 34 х 5,!42 — 33 х 4,845— — 15 х 4,532 — 6 х 4,211 — 3 х 3,887 — 4 х 3,566— — ! х 3,251 =!127,554, 2' В', = 35 х 3,858 + 39 х 8,188 + 34 х 12,967 + + 35 х 18,163 + 49 х 23,739+ 34 х 29,65! + 33 х 35,856+ + 15 х 42,308 + 6 х 48,962 4 3 х 55,775 + 4 х 62,706 + 4 1 х 69,721 = 6301,800. Это дает !127,554 = 0,17893 6301,800 Это значение намного ниже исходного 0,20, поэтому вычисление повторяется с р = 0,15 и 9 = 0,85.
В результате получаем 2'У,В', = 1290,674, 2 ??', = 7197,210, Ф = ' ' =- 017933, 2. У,и', — ~и- Приравнивая правые части, получаем х = р = 0,1791. Это значение можно использовать для вычисления дисперсии (уравнение П.3.2) 1 — = ?р= Р (О 20 — 0,1791) х 7197,210+ (0,1791 — О, 15) х 6301,800 0,05 = 6676,081, Р= 0,00014979, з = Ф= 0,01224.
Оценка равна,6 = 0,1791 2 0,01224. И это значение отличается от ожидаемого при рецессивном наследовании. Кроме того, известно, что в достаточном количестве случаев признак имеет экзогенаую природу. Возможно, авторам не удалось исключить все такие случаи из своих ланных. Следовало бы выделить их как спорадические, которые увеличивают число семей только с одним пораженным (табл. П.З.З). Ожидаемое значепяе этой величины, вычисленное из табл.
П.З.З, равно 181,56, а реально иаблюлаемое — 198. По формуле П.3.5 дисперсия получается 59,052. Сравнение дает ?(' = (198— Таблица П.З.З. Ответ чщ вопрос: чаще ли встре- чаются сибсгва с одним пораженным, чем можно ожидать? Общее число 5 >1 еябстп и, пораженными детьми Всего 198 55 22 7 6 90 288 Интерполяция имеет вид 0,17893 — 0,17933 0,20 — 0,15 х(х — 0,15) + 0,17933. Размер Число еябетв е спеет за г ! 2 3 4 2 30 5 3 30 7 2 4 29 3 2 5 26 5 4 6 35 9 5 7 18 11 3 2 8 !5 9 3 3 9 7 4 1 1 10 4 1 ! !1 ! 1 1 12 2 1 13 1 5 35 9 39 5 34 9 35 !4 49 16 34 3 18 33 2 8 15 2 6 2 3 1 2 4 0 1 196 Приложение 3 Размер сябетва Число сабств с Общее Число детей число сибств а, к е 1 2 3 4 5 пораяеаамма детьми 4 4 1 3 1 1 1 1 1 1 2 1 1 4 ! 1 2 1 1 1 1 1 1 4 0 4 6 4 10 5 7 12 3 5 8 6 9 15 7 11 !8 13 29 42 10 22 32 513 18 5 !5 20 1 !1 12 ! 2 3 4 5 6 7 8 9 1О 12 65 126 !91 1 — 9* Л„„-Лгм — 181,56)/ /59,052 = 2,139, Р ( 0,05 (односторонний критерий), т.
е, спорадических случаев слипжом много, поэтому полагаем г и = 2. Теперь, используя формулы для В, н Й', из уравнения П.3.1, получаем для х = 0: формулы для г „= 1, /г = 1, где з заменено на з — 1; для /с=1: В,= П '-з( + , з ,(П.З.6) (1 9 зрб ) -з)з ( 1)з „з -з Рй (1 — 9* — зрй ) Следовательно, определение р нужно повторить, используя только сибства по крайней мере с двумя пораженными (90 сибств с 234 снбсами).
Наша предварительная оценка,6 составляет 0,25. Расчет дает 2; 1; И', 385,993 = 0,27028. ~ И', 1428,131 Затем расчет, повторенный для б = 0,30, дает 2,' 1; И', 389,955 — — = 0,27084. ~ И', 1439,769 Окончательную оценку получаем путем шпер- поляции. Стандартное отклонение можно вычис- лить по формуле (П.3.2): „б = 0,27051 х- 0,02642. Полученная теперь величина очень хорошо согласуетса с ожидаемым сегрегационным отношением 0,25.
На ее основе можно оценить число спорадических случаев, не наследующихся в семьях по крайней мере с двумя пораженными, а только в семьях с одним пораженным. Из всех а = 2,'а, семей в ~л,„будут наследуемые случаи. Значение я, „можно получить из бнномиального распределения, используя величину р и число семей по крайней мере с двумя пораженными детьми а... по следующим формулам: 1 — 9* — з)ьу' л,„,= х лгм 1 — 9* В нашем случае Р = 0,27051, 4 = 0,72949, 2,'л, „= 180,03. Конечно, можно спорить, что в этом случае предпочтительнее использование теоретического сегрегационного отношения 0,25. Имеются аргументы как за, так и против этого. Однако разли- Таблвца П.3.4. Сибства из близкородственных браков Всего 17 13 3 2 1 36 чие мало.
В случае теоретического сегрегационного отношения было бы получено 2 л, „= = 193,08 семей. На самом деле их оказалось 288, Это означает, что среди спорадических случаев в среднем должно быть 107,97 ненаследственных. Помимо этого имеется 21 случай, для которого нет такой информации, поскольку зто одиночные дети. Если мы предположим, что среди ннх существует та же доля ненаследственных случаев, т.е. 21 х 108/432 = 5,25 случаев, то в сумме получим ! 13,22 ненаследственных случая (= 24,99%) нз 432+ 21 = 453 случаев, где оба родителя непоражены.
Альтернативный способ изучения проблемы ненаследственных случаев заключается в оценке сегрегационного отношения только среди детей из близкородственных браков (табл. П.З.4). В этом случае величина равна )5 = 0,269+ 0,038, т. е. совпадает с оценкой, полученной для семей по крайней мере с двумя пораженными детьми. До сих пор мы анализировали только брак двух здоровых людей. Исследуем теперь браки между двумя пораженными (табл.
П.3.5). Этот тнп брака весьма распространен: ассортативное скрещнванне предопределяется системой образования, которая создает «социальный изолят» для глухонемых. Если бы глухонемота всегда вызывалась одним и тем же рецессивным геном, то все дети в этих браках были бы лишены слуха. Такая ситуация имеет место только в 5 сибствах, тогда как в 6 браках наблюдаются как поражеи- Приложение 3 107 Общее Чяеяе число детей еябетв н, Число сябсгв е Размер сабетва л 1 2 3 4 5 е и пораженными детьми 2 3 1 1 1 1 1 1 2 2 3 5 8 2 4 6 4 4 2 5 4 5 9 Общее Число де- чисяо тей сябетв и, е о 1 2 3 4 5 яоражеянымя детьми 2 1 2 1 2 2 4 2 6 2 8 3 4 7 Таблица П.3.5.
Сибства из бРаков типа глУхо- вемой х глухонемой по крайней мере с одним кораженным ребенком Всего 6 1 1 1 2 11 11 25 36 яые, так и непораженные дети. Помимо этого авторы зарегистрировали не менее 21 брака между гдухонемыми партнерами, чьи дети (всего 53) были здоровы. Анализируя зти данные, можно было бы сделать вывод, что существует генетическая гетерогенность, в основе которой лежит ряд разных репессивных генов. Однако необходимо учитывать и другую возможность: глухонемота может иметь экзогеиную природу. Свидетельства этому были обнаруженм в семьях с двумя пораженными супругами в 12 случаях и в семьях с одним пораженным супругом в 5 случаях. Информация, которую можно получить нз браков двух пораженных, многообразна.
Рассмотрим те из них, в которых имеются как пораженные, так и непораженные дети (ие менее 6 браков с 11 здоровыми и 14 больными детьми). Такие браки нельзя объяснить ни генетической гетерогенносгью, ни экзогенными факторами. Наиболее очевидное объяснение состоит в том, что помимо рецессивных мутаций„детерминирующих глухонемоту, имеются также доминантяые. Проанализируем теперь третий тип брака: глухонемой х здоровый (табл.
П.3.6). Обследовано 45 таких браков по крайней мере с одним ребенком. В 39 из нях наблюдались только здоровые дети, общим числом 102. Очевидно, эта ситуация не противоречит гипотезе о том, что пораженный родитель страдает рецес- ениным типом заболевания. Однако имеется 6 браков по крайней мере с одним пораженным ребенком. В соответствии с уравнениями П.З.! и П.З.2 для случая lс = 1 оценка сегрегационного отношения равна )5 = 0,548 + 0,119. По-видимому, такие браки можно трактовать как браки между гетерозиготами и гомозиготами. В этом случае имеются две возможности: либо мутации, обусловливающие патологию -доминантные (в этом случае пораженный родитель гетерозиготен, а непораженный— гомозиготен), либо рецессивные (в этом случае непораженный родитель гетерознготен, а пораженный — гомозиготен). Имеющиеся 6 браков не позволяют дискриминировать эти две возможности.
На первый взгляд кажется невероятным, что 6 из 45 пораженных случайно имели супругагетерознготу Однако этот аргумент снимается высоким уровнем ассортативностн браков в семьях глухонемых, которая, естественно, приводит не только к бракам между пораженными, но также между поражениьпии и гетерозиготами, например сибсами и другими близкими родственниками глухонемых. Пануляяианная генегника глуканемагны. Авторы сравнивали репродуктивные способности больных с таковыми в общей популяции того же возраста (который, кстати, был очень высоким). Доля вступивших в брак и среднее число детей были несколько снижены.
![](https://s.studizba.com/z.php?f=/templates/si/i/noavatar.png&w=100&h=100&t=1"){kind=avatar}
