!!!Общие курсы / Руководство по психиатрии (в 2-х томах). Тиганов А.С / Том 1 / Руководство по психиатрии под ред Тиганова том 1
.pdf
ется равновесие частот генотипов, сохраняющееся из поколения в поколение. Математическое выражение этого закона имеет простой вид. Например, для одного гена с двумя аллелями А1 и А2 с частотой р и q сумма частот соответственно равна 1:
р(А1) + q(A2) = 1.
Поскольку генотип ребенка определяется генотипом отца и матери, то частоты генотипов детей равны квадрату частот аллелей в популяции:
[р(А1) + q(A2)]2 = р2(А1А1) + 2pq(AlA2) + q2(A2A2) = 1.
Отсюда следует, что генотип А1А1 встречается с частотой р2 , генотип А2А2 — с частотой q2, гетерозиготы — с частотой 2 pq. Частоту аллеля, например А1, ответственного за изучаемый признак, в случае аутосомно-моногенного наследования можно вычислить с помощью популяционной частоты (Qp) признака (заболевания) по формуле:
р = 1 - l-Qp; q = 1 - p.
Таким образом, по данным о частоте аллелей можно определить частоты генотипов, и, наоборот, зная частоту генотипов, можно вычислить частоты аллелей. Использование закона Харди — Вайнберга для анализа генетической структуры популяции позволяет вычислить частоту гомозиготных и гетерозиготных носителей патологических аллелей.
В тех случаях, когда имеется возрастная зависимость проявления заболевания, но размер выборки не столь велик, чтобы формировать однородные по возрасту группы, проводятся специальные возрастные поправки. Для этой цели вычисляют так называемый морбидный риск, который представляет собой вероятность проявления признака в конце рискового периода.
Существует несколько вариантов для вычисления морбидного риска. Здесь приведен модифицированный метод Вайнберга, в котором используется принцип построения линейной функции. Этот принцип основан на уменьшении числа индивидов без проявления признака в соответствии со специально вычисленными весовыми коэффициентами каждого возрастного интервала. Выбор числа возрастных интервалов (их может быть 5, 10 или 15) определяется характером клинического материала. В зависимости от размера выборки (N) можно ввести статистические критерии определения числа возрастных интервалов (К). В этом случае используется следующая формула:
К = lg(N)/[lg(2) + 1].
Затем определяется рисковый период, где указываются его начало (x1) и конец (х2). После этого вычисляются весовые коэффициенты для каждого возрастного класса [Larsson J., Sjogren Т., 1954] по формуле:
Wi = (xi - х1 )/(х2 - xi ),
где xi — середина соответствующего (i) возрастного класса. Морбидный риск вычисляется по формуле:
к
Q = NA /[ (NiWi) + NA ], i=1
где Ni — число индивидов в соответствующем (i)-возрастном классе без признака, NA — общее число индивидов в выборке с признаком. Для всех индивидов, возраст которых меньше начала рискового периода, W = 0, т.е. все индивиды с меньшим возрастом не учитываются. Для индивидов, возраст которых превышает конец рискового периода, W = 1, т.е. их число учитывается без изменения.
157
отдельного индивида. Эта задача решается на основе введения такого статистического показателя, как дисперсия признака, который в генетике называют фенотипическая дисперсия (Vp).
Фенотипическая дисперсия может быть представлена в виде суммы двух дисперсий, одна из которых характеризует разнообразие, обусловленное влиянием генетических факторов (VG), а другая — влияние средовых факторов (VE):
vP = v G + vE .
С приведенными показателями связаны такие понятия, как показатель "генетического разнообразия" (G):
G = VG/Vp
ипоказатель "средового разнообразия" (Е):
Е= VE/VP.
Вуказанных формулах символы обозначают первые буквы английских слов: V —варианса (variance), Р — фенотипическая (phenotypic), G — генетическая (genetic), Е — средовая (environmental).
Во многих случаях значительный интерес представляет не только общая оценка роли генетических и средовых факторов, но и отдельные компоненты дисперсии, обусловленные такими факторами.
В генетической составляющей обычно выделяют компоненту, которая характеризует влияние отдельных аллелей генов (GA) — аддитивную (additive) генетическую компоненту, или коэффициент наследуемости (h2), и влияние пар аллелей, которое характеризует внутрилокусное взаимодействие — доминантную (dominant) генетическую компоненту (GD ).
Средовая компонента дисперсии также может быть представлена в виде нескольких составляющих, или компонент. Прежде всего выделяют компоненту дисперсии, которая обусловлена влиянием среды и действует сходным образом на группу индивидов. Это влияние так называемых систематических (common) средовых факторов (Ес), которые в свою очередь могут быть подразделены также на отдельные типы. Другая группа эффектов средовых факторов характеризуется тем, что они действуют на индивида случайным образом; соответствующая компонента средовой дисперсии обозначается Ew .
Рассмотренные показатели генетической и средовой детерминации, составляя важнейшую часть генетического анализа в психиатрии, однако, не отвечают в полной мере на вопрос о влиянии генетических и средовых факторов на проявления признака у конкретного человека. Так, если установлено, что разнообразие признака обусловлено преимущественно генетическими факторами, то это указывает на существование генетических механизмов детерминации заболевания или признака, а обратное утверждение не всегда верно. Например, если группа обследованных представлена индивидами с одним и тем же генотипом, то не будет генотипического разнообразия и соответственно показатель наследуемости будет равен 0. Таким образом, показатель генетической детерминации отражает влияние генетических факторов на межиндивидуальное разнообразие, а не вообще на наличие генетических механизмов детерминации признаков. Коэффициенты наследуемости характеризуют популяцию, и для одного и того же заболевания или признака они могут иметь разные значения в зависимости от
160
