人類遺傳統(tǒng)計基礎(chǔ)--術(shù)語、概念、基礎(chǔ)統(tǒng)計(ppt96)-經(jīng)營管理-文庫吧資料
2024-08-23 18:21本頁面
【正文】 不再固定。 對不同 θ 值，計算的 ps列于表中 : 當(dāng) n10, Zmax不可能 3， 當(dāng) n=1015，僅 Zmax(0/n)可 3,故 ps=(1θ )n， 當(dāng) n=1619，僅 Zmax(0/n)和 Zmax(1/n)可 3,故 ps=(1θ )n+nθ (1θ )n1 。 ◆ 等量觀察數(shù) 當(dāng) k/n已知，則 k/n=θ e為 θ 的 MLE， 對 θ e≠ 0: ? Zmax =nlog2+(nk)log(1θ e) + klogθ e ? =nlog2+n(1θ e)log(1θ e) +nθ elogθ e ? =n[log2+(1θ e)log(1θ e) +θ elogθ e] ? Zmax =nlog2 當(dāng) θ e=0 ? ? 解出 n : ? n= Zmax / [log2+(1θ e)log(1θ e) +θ elogθ e] ? 當(dāng) θ e≠ 0 ? n= Zmax / log2 當(dāng) θ e=0 ? k= n θ e ◆ 例： 6家系連鎖分析， n=24,k=0,在 θ e=0處得到 Zmax =， 等量觀察數(shù) n= Zmax / log2=, k=0 實際觀察數(shù) 24 比 等量觀察數(shù) 11大，說明未知相與基因型而人為指定時夸大了資料的信息量。按切貝雪夫不等式 p(Zmax≧Z c|H0)≤10– Zc， 置信度下界為 90% 。一個對 θ =θ 0的 χ 2檢驗在 χ 2達到 時對應(yīng)了一個 。若 Z(θ) 在 θ=0 時最大，則下界取 0。例如 Zmax=4對應(yīng)的經(jīng)驗p值 ≦ , Zmax= p值 ≦ 。 ◆ Morton后驗 Ⅰ 類錯誤概率 ? P(H0|s)=P(s|H0)p(H0)/ ? [P(s|H0)p(H0)+ P(s|H1)p(H1)] ? 一般認為 p(H1)=(在 44條染色體中，2基因位于同 1條上的概率為 ） ,若β =,α= →% 的后驗 ◆ 為什么連鎖分析里設(shè)定的 α 那么?。? 為了使 Morton后驗 Ⅰ 類錯誤概率不過大 ◆ 簡單假設(shè)下的切貝雪夫不等式p(T(θ )≧ Tc|H0)≤1/Tc 對廣義似然比檢驗 (此時 θ 不事先設(shè)定，而是估出 )仍成立： p(Zmax≧Z c|H0)≤10 Zc 例如 Zc=3對應(yīng)的 p值上界是 。 ◇ 一般 θ 從 0以步長 1/2，計算一系列的 Z(θ) 值 ◆ Morton雙位點連鎖分析 ? 當(dāng) – 2 Z(θ) 3 → 繼續(xù)抽樣 ? 當(dāng) Z(θ) ≧ 3 → 推斷有連鎖， ? 當(dāng) Z(θ) ≦ 2 → 無連鎖 ? α=,β = ? 對 X連鎖位點，上界為 2即可。 ◇ 由于不完全外顯、信息缺失、男女重組率不同等原因， Z(θ) 一般需通過計算機程序計算。 ◇ 多個齊性家系的資料， Z(θ) 值可以累加 (固定 θ) 。 把條件似然按概率加權(quán)求和得到 : L(θ )=p2/8+p(1p)θ (1θ )/8 ? Z(θ,p)=log{4[θ(1θ)(1p)+p]/(1+3p)} Zmax在 θ=1/2處達到 (Zmax=0) ，其他 lod皆為負值。 3o/xa下反之 , Lc=θ (1θ )2/8 。此情形出現(xiàn)的概率為 p2。O 3o/1o 父的 ABO基因必是 a/o， 疾病位點只考慮 3，把其他并為“ x‖。O 3o/1o 子 1/3。 L(θ ) =θ 2/2+(1θ )2/2=[θ 2+(1θ )2]/2 Z(θ)=log2+log[ θ 2+(1θ )2] 個體 表現(xiàn)型 可能的基因型 父 ━ p2:3a/3o 2p(1p): 3a/xo或 3o/xa 母 1/1。給定任意１型，其概率為： [θ/2+(1 θ)/2 ]/2=1/4,是常數(shù)，在 LOD里消掉，無信息貢獻。A 3a/3o 因子有 O型血 ,故母親雜合。O 1o/3o 子 1/3。O 1o/3o 母 1/3。a/d 3a/3d 父表現(xiàn)型未知，通過其他成員得其可能的基因型。a/c 1a/3c 女 1/3。b/c 3b/3c 父 I型下子重組， II型下女重組，似然函數(shù)為 L(θ )=θ(1 θ )/2+(1θ )θ/2=θ(1 θ ) L(1/2)=1/4? Z(θ)=log[4 θ(1 θ )] 個體 表現(xiàn)型 可能的基因型 父 ━ I:1a/3b II: 1b/3a 母 3/3。c/d 3c/3d 子 3/3。兩相按等概處理 : ? L(θ )=(1θ) 4 /2 +θ 4/2=[(1θ) 4 +θ 4]/2 ? 似然比統(tǒng)計量 T(θ )=L(θ )/L(1/2)=8[(1θ) 4+θ 4] ? Z(θ) =log10[8]+log10[(1θ) 4+θ 4] ? 若 θ= ， Z(θ) = 例：疾病位點等位基因記為 1， 2和 3，標記位點是 HLA（ 等位基因 a,b,c,d） 或 ABO血型 （ 等位基因 A,B,O） 個體 表現(xiàn)型 可能的基因型 父 1/3。但祖母可能有 2相 , Ⅰ: F1/f2, Ⅱ: F2/f1。 Z(θ) = log10[T(θ )] = log10[L(θ,F)/ L(θ 0,F)] ? 不一定最大化 Z(θ) ， 而是計算一系列Z(θ) 例：腺瘤樣息肉，顯性遺傳 (Ff)， 標記等位基因 1或 2。 ? 可信區(qū)間：困難，一般計算支持區(qū)間 (見后 )。 未考慮父母基因型，低效 。 ◆ 同胞對法 (Penrose)： 依同胞兩性狀異同檢驗連鎖。θ=1/2 時最大， θ=0 時為 0。 問題：須確知父母基因型，但即使是已知型雙雜合體父母，也有時不能明確判斷重組。 ◆ 連鎖平衡 (linkage equilibrium):兩個基因座上的等位基因獨立。(若交換則形成 Ab和 aB稱重組體 ) ◆ 連鎖分析 ： 根據(jù)家系資料估計 θ ， 后者可用以分析基因座之間的圖距。 ◆ Bayes定理 ： A,B1,… ,Bn， 已知 p(A|Bi)和 p(Bi),欲計算 p(Bi|A) ? p(Bi|A)=p(BiA)/p(A) ? =p(A|Bi)p(Bi)/Σp(A|B i)p(Bi) 例 ： 稀有顯性病 ,致病等位基因頻率為p, E1:” 患病父 /母為純合子 ‖， E2‖雜合子 ‖， n個子女患病 (F)條件下 ,患病父 /母為純 (雜 )合子的后驗概率？ ?E1的 (非條件 )概率為 p2, E2為 2p(1p)， E1的相對概率 (前概率 ) p2/(p2+2p(1p))=p/(2p) ?欲求后概率 p(E1|F)、 p(E2|F) E1 E2 Sum 前概率 p/(2p) (22p)/(2p) 1 F條件概率 1 聯(lián)合概率 p/(2p) (1p) 2p p+(1p) 2p 后概率 2n1p ? 2n1p+1p 1p ? 2n1p+1p 1 if n=3 4p ? 1+3p 1p ? 1+3p 1 連鎖分析基礎(chǔ) ◆ 基因連鎖 (linkage)： 同一染色體上兩個位點的等位基因一起傳遞的現(xiàn)象。 ◆ 區(qū)間估計 ： ? ，連鎖分析一般不做 ◆ 支持區(qū)間 ： 比似然函數(shù)曲線最大值小 m個單位處畫一條橫線，其與似然函數(shù)曲線的兩個交點對應(yīng)了兩個 θ 值，它們構(gòu)成 “ m單位支持區(qū)間 ”
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