| cти широко распространенных заболеваний: мультифакториальная модель с порогом и модель простого доминантного типа наследования с неполной пенетрантностью. Мы будем следовать в основном анализу, проведенному Крюгером [746], поскольку этот автор четко изложил предположения и упрощения модели. О некоторых других, сходных подходах мы упомянем лишь кратко (детальное обсуждение было проведено в разд 3.6.2.2).
|
| Пpocmoй диаллельный тип наследования с неполной пенетрантностью. Пусть пенетрантности генотипов АА и Аа будут w1 и w2 соответственно, а индивиды с генотипом aa всегда здоровы. Тогда частота признака в популяции равна
|
|
| (p - частота аллеля А). Реалистическим упрощением этой модели для практических ситуаций будет предположение w 1 = 1 (полная пенетрантность гомозигот АА).
|
| Мулътифакториальное наследование с пороговым эффектом. Обозначим через x фенотипическое значение подверженности заболеванию [654]. Это значение можно разбить на две компоненты, как показано в разд. 3.6.1. Предполагается, что средовое значение Ε не коррелирует с генотипическим значением G:
|
|
| и что генотипическое значение не содержит эпистатическую компоненту. G представляет собой сумму вкладов независимо действующих генов, и его распределение в популяции стремится к нормальному при увеличении их числа. Логично предположить, что G нормально распределено в популяции и что средовое отклонение Ε имеет нормальное распределение. При этих условиях фенотипическое значение x также будет распределено нормально.
|
| Поскольку подверженность является гипотетической переменной, ее можно определить так, чтобы х, G и Ε имели среднюю 0, а фенотипическое значение x имело дисперсию 1. Тогда порог однозначно опреде-
|
ляется популяционной частотой Р, как та точка, которая делит стандартизованное нормальное распределение (нормальное распределение со средней 0 и дисперсией 1) на две части с частотами 1 — P и Р. Рассмотрим двух родственников определенной степени родства, выбранных из популяции случайным образом. Пара их подверженностей (x1, х2) является случайной величиной, которая имеет двумерное нормальное распределение. Когда задан коэффициент корреляции двух подверженностей  , это распределение полностью определено, и можно вычислить вероятность того, что какой-то один или оба родственника поражены. При описанных выше условиях коэффициенты фенотипической, генотипической и средовой корреляций подверженностей двух родственников связаны соотношением [488]:
|
|
| шинстве случаев корреляцию между средовыми компонентами Ε 1и Е 2двух родственников нельзя определить, поэтому предположим, что она равна 0. Кроме того, будет исследоваться только специальный случай Н2 = h2 (т. е. VG = VA) в соответствии с опытом количественной генетики, согласно которому неаддитивная компонента H 2 — h 2 обычно очень мала. Тогда справедливо следующее уравнение:
|
|
| ние, зависящее только от типа родства, а модель зависит только от параметров h 2 и Р. Дополнительное рассмотрение средовой компоненты E (что эквивалентно h 2 < 1) опровергает нереалистическое предположение о четком пороге. Он заменяется «пороговой областью», ширина которой задается с помощью VE. Предполагают, что внутри этой пороговой области вероятность проявления заболевания непрерывно увеличивается от 0 до 1.
|
| Сравнение моногенной и мулыпифакториальной моделей. Ниже мы сравним эти модели для ряда значений популяционной ча-
|
