Фогель, Мотульски - Генетика человека - 3 (947313), страница 73
Текст из файла (страница 73)
Отмечалось также, что в генетике человека (г~ часто называется «наследуемостью в узком смысле» в противоположность Н = )Р«,Фр (наследУемость в широком смысле, называемая также степенью генетической детерминации), где )Р -общая генотипическая дисперсия, включающая доминирование, эписгаз и дисперсию взаимодействия. В этом приложении получение оценок наследуемости )гг будет ограничено близнецовыми данными. Из одних лишь близнецовых данных невозможно оценить 1', дисперсию доминирования. Кроме того, по данным Фолконера 1' обычно незначима по сравнению с (РА [633. Таким образом, ошибка, вытекающая из предположения о совпадении общей генотипической дисперсии (1' ) и адднтивной дисперсии (1'А), по-видимому, мала.
Если сделать предположение о )о = 1'„, формула примет вид Как показано в разд. 3.6.1, $/р $А + в + )Рк + г + $м + Сорвя' Здесь К вЂ” средовая дисперсия, Р; — диспер. сия вследствие взаимодействия наследственности и среды и 1м †дисперс измерений одного и того же признака, отражающая либо истинно разные значения (такие, как давление крови в разные дни), либо ошибки измерений. Сор«р †ковариация между генетической и средовой компонентами фенотипнческого значения. Получение оцеаки наследуемости из близнецовых данных требует, чтобы $'г и Совах были равны й Это предположение в большинстве случаев нереалистично, особенно в генетике поведения,но если параметры Р" и Сои«е отличаются от нуля, получение их оценок представляет собой невероятно трудную задачу.
Следует учитывать дисперсию измерения 1', хотя во многих близнецовых исследованиях ее не рассматривают. Уравнение П.6.! принимает вид (г г 1о+ 1к+ 1м Биологический смысл имеет и альтериж тинное определение Ь' г 1'а + (Рх Здесь рассматривается только постояннаг часть фенотипической дисперсии, а не та, которая изменяется ото дня ко дню. Если Сорвя — — О, то справедливо еле.
дующее соотношение между коэффициентом корреляции г фенотипических знаргрг чений Р, и Р, двух родственников, коэффициентом корреляции ро о генотипичес. гог ких значений 6, и 6г и коэффициентом Приложение 6 223 рреляции Г е средовых значений Е, и Ег 2 г: РгР2 гсгсг /г + Ге егЕ 2 !Е (ГР озффициенты корреляции можно опредекак внутрипарные корреляции, если родственника являются близнецами: зп = /22 + Ге„ОЕ2 Длл МЗ близнецов, (П.6.2) лз = Гсдз/г~ + Гедз Е длЯ ДЗ близнецов.
(П.63) есь яспользуется теоретическая генотиескаа коРРелЯциЯ Гс мз котоРаЯ Равна 1 МЗ близнецов (разд. 3.6.1.5). Если предположить, что средовая коря между близнецами МЗ совпадает средовой корреляцией между близнеца- ДЗ пар, то ГР, — ГР,дг (П.624) 1 — Гс,дз о выражение известно как индекс Н льцингера). Коэффициент фенотипичес" внутрипарной корреляции равен )Гв рв+ )Ги"' Р Р )лег - фенотипическая дисперсия между рами н $'ргГ-фенотипическая дисперсия и пар. Компоненты дисперсии (ГР' и )Гри можно ть из фенотипических значений Рц, Рц -1, 2, ..., л), наблюдаемых в л парах: = 0Д = (0а — 0 а ~)/2. (П.6.5) ь 0Д,„И 0Де -внутрипарные и межпарсредние квадраты 1 Х (Рц Ргг) (П.б.б) 2лг„ц 2 Х (Р Р..)' (П.6.7) л — 1 где Ргг + Р!2 Р, = = среднее фенотипнческое зна- 2 чение г-й пары, В р = — 2 Р„= общая средняя всех измерелг ний в близнецовой выборке.
Для расчетов вместо уравнения П.6.7 мож- но использовать 00Е= Ху'-- Хуг (П.6.7') где У; = Рц + Рп (г = 1, 2, ..., л). Компоненту дисперсии )Гри можно разложить следующим образом: )ГВ Р = !С(1 — ГС6 1 ив)+ !Е(1 — ГЕЕ и ли)+!и. (П.6.8) Это уравнение применимо к МЗ парам, ДЗ парам или неродственным контрольным парам из общей популяции (СР): !'Р (МЗ) = !е(1 — Ге мз) + )Гм, (П.6.9) )Г (ДЗ) = Рс(! — Гс,дз) + (Ге(! — Гедз) + !и (П.6.10) (П.б.! 1) Наш дальнейший анализ будет состоять из двух этапов. На первом из них нужно исследовать, отклоняется ли /гг значимо от нуля.
Затем нужно оценить /22. Тестирование нулевой еинотезы (/г~ = 0). ЕСЛИ ПРЕДПОЛОЖИТЬ, ЧТО Ге из — — Гедз, ТО ИЗ уравнений П.6.2 и П.6.3 следует, что гипотеза /гг = 0 эквивалентна гипотезе Релиз = Ге,дз. Для тестирования этой последней гипотезы используется тот факт, что в данном случае 1+ Ре,мз ! 1+ ГРдз 2 = -!п ' — -!п Ге,мг 2 ! Ге,дз н имеет приблизительно нормальное распределение со средней 0 и диспепсией 1 ! + лмз 3/2 лдз — 3/2 224 Приложение 6 Здесь Рр и, и Ррлз — оценки три, и ердца полу- ченные из пнв МЗ пар и прг ДЗ пар.
Получение оценок Ьг (и Ь'г). !лег(ДЗ) — (Р (МЗ) —;-(ДЗ) ~„ (П.6.12) ! р (СР) ! р (МЗ) Ь,'= (П.6.13) ! н(Ср) Чтобы оценить Ьг (или Ь'г), внутрипарные дисперсии заменяются их оценками из дисперсионного анализа. Точной формулы стандартной ошибки этих двух оценок Ьг нет, Если !и можно пренебречь по сравнению с !г~~ то приближенно справедлива следующая формула: Б,Ег = 2,Гг пг(п — 1)(п + п — 4) — аг (пг — 3)г (пг — 5) (П.6.14) где р означает наблюдаемое значение отношения $'рн(МЗ)/В'рн(ДЗ) или !'р (МЗ)/(яре (СР) соответственно, а п, и п,— количество пар, по которым оцениваются дисперсии числителя и знаменателя. Следует учесть, что помимо выборочных ошибок оценки в уравнениях П.6.12 и П.6.13 смещены. Уравнение П.6.12: если предполагается, что средовые корреляции между МЗ и ДЗ идентичны, т.е.
гьи, —— релз, то из уравнений П.6.9 и П.6.10 вытекает, что !'о (1 — родэ) /г (Ро(! — Родэ) + !ге(1 — ге,дз) = Ь' 1 — родэ 1 — гощз + (1 — Ь') (голз — гкдз) Следовательно, Ь', ~~ Ь, если редз > )годз. В силу этого Ь', завышает Ьг, если редз > годз потому что всегда Ь' ( Ь'. В других случаях предсказание смещения Ьг при оценке Ьг невозможно. Уравнение П.6.13: из уравнений П.6.9 и П,6.10 вытекает, что г !о+ !е "е,мз Ьг Ко+ !'к = Ь'+(1 — Ь')г „, > Ь' > Ь'. Здесь предполагается, что гк иг > О. Следовательно, Ьг будет обычно завышать Ьг В этих двух оценках Ьг использовались исключительно внутрипарные дисперсии. Часто Ьг оценивается также из коэффициентов внутрипарной корреляции, которые вычисляют с использованием дисперсии всей выборки МЗ и ДЗ близнецов, т.е.
дисперсии между близнецовыми парами, Из уравнения П.6.4 можно получить следующую формулу для оценивания: Ьг 2 (~ р,мг грлз)' (П.6.15) Эта формула содержит предположение родэ=1/2, которое справедливо, только если брак панмиксный и нет ни доминирования, ни эпистаза. На практике зто условие выполняется в лучшем случае приближенно.
Кроме того, неизвестно голз > 1/2 илн р лз < 1/2. Следовательно, смещение в оценке Ьг из уравнения П.6.15 нельзя предсказать. Коррекция возможна, если голз > 1/2 вследствие ассортативного скрещивания к нет ни доминирования, ни эпистаза. Стандартную ошибку оценки Ьг можно вычислить лишь очень приближенно Π— г /' Π— ркр~ чЕг(Ьг) 4 + р пмг и (П.6.16) Замечания к иэлогкенным методам получения оценки наеледуемоети. Из выше сказанного следует, что несмещенная оценка Ь' по близнецовым данным невозможна, даже если пренебречь такими компонентами, как ковариация между наследственностью я средой (Соков) и дисперсия взаимодействия (!гг), и сделать маловероятное предположение об идентичности средовых корреляций ремг и гедз т.
е, об идентичности общесредовых факторов для МЗ и ДЗ пар. И при таких сильно упрощающих предположениях остаются систематические ошибки, которые невозможно проконтролировать полностью. Эмпирический способ преодоления этих трудностей заключается в вычислении альтернативных оценок из одних и тех же данных и в сравнении, насколько хорошо они совпадают.
Три предложенные выше Приложение 6 226 тернативнь3е оценки можно охарактеривать следующим образом: Ьза получается классического сравнения МЗ и ДЗ близцов. Смещение этой оценки включает отипическую корреляцшо между сибов!в,дз. Это значение равно 1!2 при пансных браках. Однако для многих призов с известными оценками наследуемо(например, 1О или рост) показано, что в отношении их ассортативны. Наавление и степень смешения зависят от зиости генотипической и средовой корвций между сибсами, которая обычно не а. Следовательно, полезной может азаться оценка наследуемости ()азз), основа на лицах контрольной выборки, хоиз-за зависимости от средовых корреляй гвм, и гвдз она систематически завыет Ь'. Дополнительное сравнение контрольпар было предложено Фогелем и Венди в 195б г.
19263, но с тех пор никогда не ользовалось. Аналогичная процедура ерь предложена Каминым (1974) 11043. нтрольные пары из близнецовых выбок легко могут быть подобраны по возраси полу (тем самым исключаются комкенты дисперсии, содержащиеся в больтве близнецовых выборок). Эта «досаднаяв дисперсия служит осввым аргументом против использования еики, получаемой из коэффициентов утриклассовой корреляции ()азз), которая держит ухазанные компоненты диспер, если близнецовые выборки недостаточгомогенны (как в случае выборки военлужащих). Эта проблема разбирается равд. 8.2.1.3.
аслвдуемоств 714 в качестве примера. нецовая выборка состояла из 50 близовых пар немцев мужского пола в возот 23 до 30 лет; 25 МЗ и 25 ДЗ пар. близнецы были военнослужащими, и этому их выборку можно считать иесмевной относительно общественно-эконо- еского статуса и образования. Интелальное развитие оценивали по сумрцому показателю Амфайера с поправй на возраст 122343; этот показатель порционален 1().
![](https://s.studizba.com/z.php?f=/templates/si/i/noavatar.png&w=100&h=100&t=1"){kind=avatar}
