| Генетический анализ. Отдельно анализировали следующие три типа семей:
|
| 1) родители Г x Г,
|
| 2) родители Г x Η,
|
| 3) родители Η x Η
|
| (Г -наследственная глухонемота, Η -непораженный).
|
| Данные для третьей группы (Η x Η) приведены в табл. П.3.1. Предварительное исследование и большое число непораженных сибсов предполагают аутосомно-рецессивный тип наследования. Следовательно, используется описанный 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 (χ2 = 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 ρ = 0,20 и q = 0,80 (уравнение П.3.1)
|
|
| Это значение намного ниже исходного 0,20, поэтому вычисление повторяется с ρ = 0,15 и q = 0,85. В результате получаем
|
|
| Интерполяция имеет вид
|
|
| Приравнивая правые части, получаем x= p = 0,1791.
|
| Это значение можно использовать для вычисления дисперсии (уравнение П.3.2)
|
|
| ние отличается от ожидаемого при рецессивном наследовании. Кроме того, известно, что в достаточном количестве случаев признак имеет экзогенную природу. Возможно, авторам не удалось исключить все такие случаи из своих данных. Следовало бы выделить их как спорадические, которые увеличивают число семей только с одним пораженным (табл. П.3.3).
|
| Ожидаемое значение этой величины, вычисленное из табл. П.3.3, равно 181,56, а реально наблюдаемое - 198. По формуле П. 3.5 дисперсия получается 59,052. Сравнение дает χ2 = (198 —
|
| Таблица П.3.3. Ответ на вопрос: чаще ли встречаются сибства с одним пораженным, чем можно ожидать?
|
| Размер сибства
| Число сибств с
| Общее
— число сибств ns
|
| s
|
|
|
|
|
| 
|
|
| пораженными детьми
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
| 3 4 5 6
| 30 29 26
| 7 3 5 9
| 2 2 4 5
|
|
| 9 5 9 14
| 39 34 35 49
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
| 8 9 10
| 15 7 4
| 9 4 1
| 3 1
|
1 1
| 3 2
| 18 8
| 33 15 6
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
| 12 13
| 2 1
|
|
|
|
| 2 0
| 4 1
|
| Всего
|
|
|
|
|
|
|
|
|
| ронний критерий), т.е. спорадических случаев слишком много, поэтому полагаем rmin = 2. Теперь, используя формулы для Вs и Ws из уравнения П.3.1, получаем для k = 0: формулы для rmin = 1, k = 1, где s заменено на s — 1;
|
|
| Следовательно, определение p нужно повторить, используя только сибства по крайней мере с двумя пораженными (90 сибств с 234 сибсами). Наша предварительная оценка P составляет 0,25. Расчет дает
|
|
| Затем расчет, повторенный для p = 0,30, дает
|
|
| Окончательную оценку получаем путем интерполяции. Стандартное отклонение можно вычислить по формуле (П. 3.2):
p = 0,27051 ± 0,02642.
|
| Полученная теперь величина очень хорошо согласуется 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.
|
|
| Конечно, можно спорить, что в этом случае предпочтительнее использование теоретического сегрегационного отношения 0,25. Имеются аргументы как за, так и против этого. Однако разли-
|
| Таблица П.3.4. Сибства из близкородственных браков
|
| Размер сибства
| Число сибств с
| Общее число сибств пs
| Число детей
|
| s
|
|
|
|
|
|
Пораженных
| здоровых
| всего
|
|
| пораженными детьми
|
|
|
|
|
|
|
|
| 4
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
| 5
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
| 6
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
| Всего
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
чие мало. В случае теоретического сегрегационного отношения было бы получено  = = 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 это одиночные дети. Если мы предположим, что среди них существует та же доля ненаследственных случаев, т.е. 21 x 108/432 = 5,25 случаев, то в сумме получим 113,22 ненаследственных случая (= 24,99%) из 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.3.4). В этом случае величина равна p = 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 тип брака весьма распространен: ассортативное скрещивание 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 поражен-
|
