Полная семья неполная: Какая семья считается неполной для назначения пособия в 2021 году

ОСОБЕННОСТИ ПРОЯВЛЕНИЯ ЗАЩИТНЫХ МЕХАНИЗМОВ ПРИ РАЗВИТИИ САМООТНОШЕНИЯ ПОДРОСТКОВ ИЗ ПОЛНЫХ И НЕПОЛНЫХ СЕМЕЙ | Мелоян

1. Агапов, В.С. Становление Я-концепции в системе духовных потребностей подростков / В.С.Агапов: дис.. канд. психол. наук. — М., 1994. — 200 с.

2. Ананикова, В.В. Особенности формирования самосознания и копинг-стратегий девочек-подростков с химической аддикцией / В.В. Ананикова: дис. … канд. психол. наук. — М., 2012. — 220 с.

3. Ануфриюк, К.Ю. Особенности отношений и защитно-совладающего поведения у подростков с разными характеристиками субъектности / К.Ю.Ануфриюк: дис. … канд. психол. наук. — СПб., 2011. — 223 с.

4. Божович, Л.И. Личность и ее формирование в детском возрасте / Л.И.Божович. — СПб.: Питер, 2008. — 398 с.

5. Белопольская, Н.Л. Самосознание проблемных подростков / Н.Л.Белопольская, С.Р.Иванова, Е.В.Свистунова, Е.М.Шафирова. — М.: Институт психологии РАН, 2007. — 332 с.

6. Борисова, И.В. Особенности самосознания личности детей 10-15 лет из полных и неполных семей / И.В.Борисова: дис. …канд. психол. наук. — М., 1996. — 206 с.

7. Вассерман, Л.И. Психологическая диагностика индекса жизненного стиля / Л.И.Вассерман, О.Ф.Ерышев, Е.Б.Клубова. — СПб.: Изд-во СПбНИПНИ им. В.М.Бехтерева, 2005. — 50 с.

8. Велев, В.П. Особенности самосознания и поведения девиантных подростков / В.П.Велев: дис. … канн. психол. наук. — М., 2013. — 213 с.

9. Выготский, Л.С. Педология подростка: проблема возраста / Л.С.Выготский // Собрание сочинений в 6 томах. Том 4: Детская психология / под. ред. Д.Б.Эльконина. — М.: Педагогика, 1984. — 433 с.

10. Гапонова, С.А. Особенности положения в классном коллективе подростков-переселенцев, воспитывающихся в семьях с христианскими традициями / С.А.Гапонова, М.Б.Сивкова // Вестник Мининского университета. — 2013. — №1. — [Электронный ресурс]. — Режим доступа: http://www.mininuniver.ru/mediafiles/u/files/Nauch_deyat/Vestnik/2013-05%201/Gaponova_Sivkova_3.pdf

11. Грановская, Р.М. Психологическая защита / Р.М.Грановская. — СПб.: Речь, 2007. — 476 с.

12. Каменская, В.Г. Психологическая защита и мотивация в структуре конфликта / В.Г.Каменская. — СПб.: Детство-пресс, 1999. — 144 с.

13. Никольская, И.М. Психологическая защита у детей / И.М.Никольская, Р.М.Грановская. — СПб.: Речь, 2006. — 342 с.

14. Одинцова, М.А. Механизмы психологической защиты подростков с установкой «жертва» / М.А.Одинцова // Вестник практической психологии образования. — 2008. — №3. — С. 67-70.

15. Пантилеев, С.Р. Самоотношение как эмоционально-оценочная система / С.Р.Пантилеев. — М.: МГУ, 1991. — 110 с.

16. Пантилеев, С.Р. Методика исследования самоотношения / С.Р.Пантилеев. — М.: Смысл, 1993. — 44 с.

17. Прихожан, А.М. Подросток в учебнике и в жизни / А.М.Прихожан, Н.Н.Толстых. — М.: Знание, 1990. — 80 с.

18. Райс, Ф. Психология подросткового и юношеского возраста / Ф.Райс. — СПб.: Питер, 2010. — 816 с.

19. Самосознание и защитные механизмы личности: хрестоматия / ред.-сост. Д.Я.Райгородский. — Самара: Бахрах-М, 2008. — 656 с.

20. Сарджвеладзе, Н.И. Личность и ее взаимодействие с социальной средой / Н.И.Сарджвеладзе. — Тбилиси: Мицнеереба, 1989. — 204 с

21. Фельдштейн, Д.И. Психические особенности развития личности в подростковом возрасте / Д.И.Фельдштейн // Вопросы психологии. — 1988. — №6. — С. 31-41.

22. Фонталова, Н.С. Самоотношение и его психолого-педагогическая коррекция у подростков из неполных семей / Н.С.Фонталова: дис. …канд. психол. наук. — Иркутск, 2004. — 146 с.

23. Фрейд, А. Эго и механизмы психологической защиты / А.Фрейд. — М.: АСТ, Астрель, Харвест, 2008. — 160 с.

24. Фридман, Л.М. Психология детей и подростков / Л.М.Фридман. — М.: Институт психотерапии, 2004. — 480 с.

25. Хухлаева, О.В. Психология подростка / О.В.Хухлаева. — М.: Академия, 2008. — 160 с.

26. Шильштейн, Е.С. Особенности презентации Я в подростковом возрасте / Е.С.Шильштейн // Вопросы психологии. — 2000. — №2. — С. 69-70.

27. Штроо, В.А. Защитные механизмы: от личности к группе / В.А.Штроо // Вопросы психологии. — 1998. — № 4 — С. 54-60.

28. Cooper, M.L. Personality and the predisposition to engage in risky or problem behaviors during adolescence / M.L.Cooper, P.K.Wood, H.K.Orcutt, A.W.Albino // Journal of Personality and Social Psychology. — 2003. — №84. — P. 390-410.

29. Demo, D.H. Self-esteem of Children and Adolescents / D.H.Demo // Extending self-esteem theory and research: sociological and psychological currents / Edited by Owens T.J., Stryker S., Goodman N. — Cambridge et al: Cambridge University Press, 2001. — P. 135-156.

30. Harter, S. Causes and consequences of low self-esteem in children and adolescents / S.Harter // Self-esteem: the puzzle of low self-regard / Edited by Roy F. Baumeister. — N.Y., 1993. — P.87-116/

31. Plutchik, R. A structural theory of ego defenses and emotions / R.Plutchik, H.Kellerman, H.R.Conte // In C.E.Izard, Emotions in personality and psychopathology. — N.Y. Plenum, 1979 — P. 229-257.

Поддержаны поправки о новых мерах адресной поддержки семей с детьми

«Депутаты совместно с Правительством оперативно работают над выполнением Послания Президента. Приняты социально значимые законодательные инициативы, реализация которых должна начаться в ближайшее время, — сказал ранее Председатель Государственной Думы Вячеслав Володин Володин
Вячеслав Викторович Председатель Государственной Думы Федерального Собрания Российской Федерации седьмого созыва. Избран депутатом в составе федерального списка кандидатов, выдвинутого Всероссийской политической партией «ЕДИНАЯ РОССИЯ» . — Сегодня приняты первые поправки, направленные на поддержку семьи. Речь идет об изменениях в законы, регулирующие выплату детских пособий и оплату больничных».

По его словам, одна из поправок касается размера пособия женщинам, вставшим на медицинский учет в ранние сроки беременности. «Размер такого пособия составит половину прожиточного минимума, а получать его с 1 июля будут те, у кого в семье среднедушевой доход не превышает прожиточного минимума в регионе», — пояснил Вячеслав Володин. 

«Вторая поправка, — сообщил он, — вводит с 1 июля текущего года ежемесячное пособие на ребенка в возрасте от восьми до шестнадцати лет включительно. Такое пособие будут выплачивать родителям в неполных семьях с доходом ниже прожиточного минимума по региону. Размер выплаты будет приравнен к половине детского регионального прожиточного минимума. Важно, что размер пособия будет расти вместе с прожиточным минимумом». 

Еще одна инициатива предусматривает стопроцентную оплату больничного по уходу за детьми в возрасте до семи лет независимо от стажа родителей. «Это в первую очередь коснется матерей, имеющих небольшой стаж, и позволит поддержать молодые семьи с детьми-дошкольниками», — отметил Вячеслав Володин.

Подробнее о поправках

Законопроект, в частности, предусматривает, что женщинам, вставшим на учет в медицинской организации в ранние сроки беременности, будет с 1 июля 2021 года выплачиваться не единовременное, а ежемесячное пособие.

Пособие составит 50 % от прожиточного минимума в субъекте РФ. Право на эту выплату будут иметь женщины, срок беременности которых составляет шесть и более недель, если они встали на учет в медицинских организациях в ранние сроки беременности (до 12 недель) и размер среднедушевого дохода их семей не превышает величину прожиточного минимума на душу населения в субъекте РФ.

Перечень документов, необходимых для назначения пособия, и формы заявлений о его назначении установит Правительство.

Кроме того, законопроектом вводится с 1 июля 2021 года новый вид выплат – ежемесячное пособие на ребенка в возрасте от восьми до 16 лет включительно. Его размер составит 50 % от прожиточного минимума для детей в субъекте РФ.

Право на пособие будет у неполных семей, если размер среднедушевого дохода не превышает величину прожиточного минимума на душу населения в субъекте РФ. Единственным родителем, имеющим право получить пособие, признается родитель ребенка, который указан в свидетельстве о рождении ребенка, при условии, что в этой записи отсутствуют сведения о втором родителе ребенка или сведения об отце в запись акта о рождении ребенка внесены по заявлению матери ребенка, либо в случае, если второй родитель ребенка умер, признан безвестно отсутствующим или объявлен умершим.

Если в семье несколько детей в возрасте от восьми до 16 лет, пособие выплачивается на каждого ребенка с единственным родителем или на каждого ребенка, в отношении которого предусмотрена на основании судебного решения уплата алиментов.

Пособие устанавливается на 12 месяцев, но не более чем до достижения ребенком возраста 17 лет.

Еще один пункт — пособие по временной нетрудоспособности при необходимости осуществления ухода за больным ребенком до восьми лет. В случае принятия поправок в третьем чтении, с 1 сентября 2021 года оно будет выплачиваться в размере 100 % среднего заработка.

Моя семья Неполный: Ариэль К

Мой отец сидит в тюрьме с 1993 года. Мне было три года, я был самым младшим из трех. Хотя я был молод, я помню ту жизнь, которая у нас когда-то была. У нас была конная ферма с большим сараем, и мой отец раскачивал нас на веревке, которую он привязал к стропилам в сарае. Он разрешал нам кататься с ним на лошадях по тропинкам, которые он проложил в лесу. В три года я не понимала, почему у нас забрали родителей или почему мы попали в детский дом. Я не понимал, почему не могу пойти домой и побыть с семьей.

После неудачной попытки найти помощь он нашел способ справиться с этим путем работы. Он пошел в летную школу в Северной Каролине после того, как был освобожден с военной базы Форт-Брэгг. Он купил самолет и сдал его в аренду школе, чтобы использовать его для других учеников. Таким образом, школа, в которой он учился летать, также оплатила его первый самолет. Затем он использовал самолет для других работ, например, для уборки сельскохозяйственных культур в районе Истовера, Северная Каролина. Мой отец был отличным бизнесменом, благодаря этому он смог многого добиться.Он пошел дальше с помощью своих брата и сестры; чтобы основать K-Land Corporation, свой строительный бизнес и коневодческую ферму.

Когда я рос, я видел, как папы водят своих детей в школу, водят их на тренировку по футболу, делают блины по выходным, строят с ними замки из песка на пляже, водят их на рыбалку и помогают им лепить снеговиков зимой. Это то, что я упустил из-за своего отца. Каждый день рождения — напоминание о том, какой несправедливой была жизнь по отношению к нам обоим. Каждый праздник интересно, как бы это было, если бы он был дома.Когда мой отец сидел в тюрьме слишком далеко, чтобы ехать, друзья и семья брали нас навестить его раз в год во время летних каникул между учебными годами. К тому времени, когда я учился в старшей школе, мой отец побывал в четырех тюрьмах по всей стране и был в часе езды от него ближе всех, чем когда-либо. После окончания средней школы я выбрал колледж, который был еще ближе, чтобы я мог навещать его почти каждые выходные

Чем старше я становлюсь, когда его нет дома, я должен понимать, что он не будет проводить меня по проходу или быть в больнице, когда родятся его внуки.Я должен сказать себе, что не могу откладывать свою жизнь, свадьбу, рождение детей в надежде, что он будет дома в следующем году или через год. Я ненавижу чувство причинения ему боли, создавая больше памятных моментов, частью которых он не может быть. Фотографии — это все, что у него есть, пока я не смогу навестить его, а этого никогда не бывает.

Теперь я скоро выйду замуж за члена ВВС и каждые три года буду путешествовать на новую базу в любой точке мира. Я мечтаю, чтобы мой отец был дома, чтобы путешествовать со мной, но я могу только надеяться, что я буду находиться достаточно близко, чтобы по-прежнему часто его видеть.

Я люблю своего отца и забочусь о нем. Я чувствую себя так же, как и любая другая дочь, но я знаю, хотя он не был в моей жизни так часто, как другие отцы, он тот, кого я могу поблагодарить за то, что помог мне достичь столь многого в моей жизни. Он верит в меня и мое стремление получить образование и помочь своему сообществу. В течение многих лет мы пытались помочь ветеранам, о которых многие забыли, бездомным, борющимся и заключенным в тюрьмы ветеранам с помощью некоммерческой организации. Когда мой отец сидит в тюрьме, как и другие ветераны, они могут сделать очень многое без посторонней помощи.

Неполная, полная семья |

До того, как мой мир рухнул и мои убеждения повернулись против его оси, я твердо верил в двоих детей. Никогда не думал, что мне придется указать двух живых детей. Я чувствовал, что двое детей ответственны в социальном, экономическом, логистическом и экологическом отношении. Замените себя. Подражайте своему следу. В той же идеалистической и наивной манере я предполагала, что, когда у меня будут дети, я легко забеременею, буду блаженно выносить ребенка, родить ребенка и буду радоваться младенческому возрасту как лучшему в моей жизни.И что все мои друзья и семья будут наслаждаться таким же опытом. Иногда кажется, что каждый платит цену в этом путешествии, которое называется материнством, а моя цена была исключительно высокой. Как будто удача, которую я испытала с беременностью, родами и младенчеством, складывалась так высоко, что ей суждено было рухнуть.

Мои мечты об ограждении из белого штакетника разбились вдребезги. Мой логический подход потерпел поражение. Потому что семьи не логичны. Они беспорядочные, прекрасные, разочаровывающие и красивые, и они бросают вызов разуму.Мы возвращаемся и заводим еще детей. Даже когда ребенок все еще плачет, когда ребенок все еще истерика, а мать задается вопросом, когда у нее в последний раз было две минуты наедине с собой. Возвращаемся. Это бросает вызов всякому разуму. Есть биологический императив и есть кое-что еще. Даже когда мы сомневаемся в машине или доме, наше сердце всегда будет, всегда вместит больше детей. И после открытия они никогда не сжимаются. Наши младенцы могут покинуть нас, но расширенное сердце останется.

После того, как мы попрощались с Ксавьером, я наткнулся на несколько семей, потерявших близких, у которых после потери было много детей.В то время я задавался вопросом, пытались ли они с помощью младенцев излечить разбитые сердца. После Илайджи я больше так не думаю. Думаю, трагедия меняет ваши приоритеты. Думаю, важность семьи возрастает. Я думаю, что то, что казалось пугающим невозможным, больше не кажется таким. Я думаю, что перед лицом смерти вашего ребенка все возможно. Я считаю, что детский шум и радость — самое целительное из всей музыки.

Наша семья чувствует себя полноценной и неполной. Я не думаю, что есть еще дети.Всегда будет ноющая пустота, но это дыра в форме Ксавье, которую никто другой заполнить не может. И с осознанием этого приходит собственное небольшое горе. Я думаю, что каждая женщина, вероятно, испытывает боль, когда приходит осознание того, что детей больше не будет. Больше никаких беременных животов и толчков. Больше никаких эйфорических, необъяснимых, неописуемых моментов радости, когда новорожденного ребенка сначала прикладывают к вашей груди. Что интенсивная интимная забота о новорожденном больше никогда не повторится.

Но я знаю, что впереди еще больше чудесных приключений. Что бесценные моменты, которые дарят мне все трое моих детей, изобилуют. Что мое будущее будет полно их. И это светлое будущее.

Нравится:

Нравится Загрузка …

Влияние неполной семьи на развитие личности ребенка

Полная семья — это когда ребенок живет с обоими родителями.Неполная семья — это когда у ребенка только один родитель. В приемной семье ребенок живет с одним родителем и с заменой другому родителю, например, с матерью и отчимом или с отцом и мачехой.

Чтобы ребенок умственно развивался должным образом, ему необходимо жить с обоими родителями. Ни отец, ни мать не обладают всеми одинаково развитыми человеческими качествами. Гендеры отличаются друг от друга по своей природе интенсивностью индивидуальных характеристик, поэтому ни один из полов сам по себе не может быть полноценным образцом для подражания для взрослых.Если ребенок с раннего возраста остается только с одним родителем и не получает замены другому, существует опасность, что его идентификация будет происходить в одностороннем порядке и, кроме того, останется неполной. Когда у ребенка нет родителя того же пола, у него отсутствует модель его собственного поведения во взрослом возрасте; когда он не живет с одним из родителей противоположного пола, у него недостаточно возможностей практиковать естественный контакт со взрослыми противоположного пола.

Поэтому присутствие обоих родителей необходимо для полной идентификации со взрослыми ролевыми моделями и для знакомства со всеми обычными человеческими качествами.Это не означает, что это должны быть физические родители ребенка. Что связывает ребенка с его родителями и побуждает его уважать и любить их, так это не кровные отношения с ними, а родительское поведение этих людей. Маленький ребенок еще не знает, что его мать и отец являются его родителями в физическом смысле, и не понимает сути родительских обязанностей, но тем не менее он ценит их и лоялен к ним, если они относятся к нему естественным, эмоционально теплым образом. . Ребенок любит своих родителей не потому, что они его родители, а потому, что они относятся к нему с любовью по-родительски.А другие люди, никак не связанные с ребенком, на это способны, при условии, что у них есть эмоционально зрелые личности.

Физические родители часто не умеют быть родителями в психологическом смысле. Тогда ребенок эмоционально не может их принять, даже когда ему становится ясно, как это связано с ними. Более того, осознание ребенком того, что он не может любить или уважать своих родителей, что они не производят на него впечатления, что он должен их недооценивать или что он должен их стыдиться, является тяжелым ударом для молодого человека.Отрицательные действия таких родителей воспринимаются ребенком более чутко, с большей горечью и более сильным неповиновением, чем ошибки других воспитателей. В глубине своей личности он не может простить своих родителей за то, что они не относятся к нему по-родительски. Вот почему он осуждает их более строго, чем чьи-либо слабости и недостатки.

Опыт повседневной работы с детьми и их проблемами показывает, что неполные семьи больше подвержены опасности травмирования в своем умственном развитии.Из так называемых неблагополучных семей, когда ребенок развивается с матерью-одиночкой, детей с различными расстройствами поведения и невротическими расстройствами набирают чаще, чем из полных семей. Статистические данные о преступном поведении молодежи показывают, что среди них больше людей, выросших в неполной семье, чем в среднем по населению. Это подтверждает предположение о том, что семейный дефицит вредит личности ребенка.

Но было бы неправильно делать на основании этих фактов поспешный вывод, что отсутствие одного из родителей само по себе является вредным фактором психологического развития ребенка.Есть неполные семьи, из которых рождаются здоровые молодые люди, и пополняются семьи с серьезно эмоционально травмированными детьми. Таким образом, очевидно, что помимо семейного дефицита психика ребенка деформируется другими факторами, которые действуют негативно, даже когда семья цела: в их отсутствие отсутствие одного из родителей не может серьезно нарушить умственное развитие ребенка. молодой человек.

Бедная семья обычно состоит из матери-одиночки и ее детей.Обычно это разведенная женщина, вдова или незамужняя мать. Развод, вероятно, оставил женщину разочарованной и неудовлетворенной, если она не смогла выйти повторно замуж или не решилась на это. Такое душевное состояние делает ее нервной, раздражительной и нетерпеливой, что неизбежно отражается на ее отношении к детям. Тогда сварливость, авторитаризм или чрезмерная сентиментальность матери вредят молодым людям гораздо больше, чем отсутствие отца. Мать должна сама заботиться о содержании и воспитании своих детей, и это усиливает ее неудовлетворенность и нетерпимость ко всему и ко всем, даже к собственным детям.

Женщина также несет ответственность за расторжение брака. Разводу часто способствует ее невротизм, который не позволяет ей быть полноценным супругом. Если человек невротичен в одной сфере жизни, то он страдает и в других сферах. Невозможно женщине проявить свои нездоровые качества только в браке, не проявив их в воспитании детей. Те же самые компоненты личности, которые мешали ей быть успешной женой, не позволяют ей даже быть хорошей матерью.Вот почему распад брака и нанесение ущерба личности ребенка следует чаще стремиться найти общую причину, а не ставить их во взаимно причинно-следственные отношения.

До развода родителей дети обычно долгое время являются свидетелями разногласий, ссор и грубых конфликтов. Негативные эмоциональные отношения между мужем и женой серьезно вредит эмоциональной жизни их детей, поэтому в поведении детей появляются различные расстройства.Тогда их умственное развитие пойдет в неправильном направлении намного раньше после развода родителей. Следовательно, не всегда неполноценность семьи наносит ущерб психике ребенка, но гораздо более распространенной причиной являются факторы в жизни семьи, приведшие к ее распаду.

Когда мать остается одинокой, рекомендуется как можно скорее снова выйти замуж, чтобы семья пополнилась заменой отсутствующему отцу. Повторный брак матери отвечает интересам детей, потому что у них снова будет образ отца, с которым они смогут идентифицировать себя.И мама станет спокойнее, счастливее и аккуратнее. Но это будет только в том случае, если она вступит в новый брак со здравыми взглядами и мотивами и если она выберет партнера, с которым сможет построить по-настоящему счастливый брак. В противном случае матери-одиночке лучше не выходить замуж повторно. Ссоры между матерью и отчимом и недовольство матери нанесут новые удары по психике ребенка. Поэтому детям полезнее остаться без замены отцу, чем оказаться в конфликте с отчимом.

Отцы, потерявшие жен, с большей вероятностью вступят в повторный брак, чем матери, оставшиеся одни. Женщины по своей природе более приспосабливаемы, эмоциональны и склонны к родительским чувствам, чем мужчины, что облегчает замену родителя чужим ребенком. Следовательно, от нового брака отца следует ожидать большей пользы для детей, чем от повторного брака матери.

Обнаружение эффектов родительского происхождения на основе полных и неполных ядерных семей с несколькими пораженными детьми

Abstract

Эффекты родительского происхождения важны при изучении генетических признаков.Считается, что более 1% всех генов млекопитающих проявляют эффекты родительского происхождения. Некоторые статистические методы могут быть неэффективными или не обнаруживать сцепление или ассоциацию гена с эффектами родительского происхождения. Тест родительской асимметрии (PAT), основанный на трио «случай-родители», прост и эффективен для выявления эффектов «родитель-источник». Однако на практике обычно собирают нуклеарные семьи с обоими родителями, а также нуклеарные семьи с одним родителем. В этой статье, когда только один родитель доступен для каждой семьи с произвольным числом затронутых детей, мы сначала разрабатываем новую статистику теста 1-PAT для проверки эффектов родительского происхождения при наличии связи между аллелем в исследуемый маркерный локус и ген заболевания.Затем мы расширяем PAT, чтобы охватить полные нуклеарные семьи, в каждой из которых есть один или несколько пострадавших детей. C-PAT, объединяющий семьи с обоими родителями и семьи с одним родителем, предназначен для обнаружения эффектов родительского происхождения. Достоверность тестовой статистики проверяется моделированием в различных сценариях значений параметров. Исследование мощности показывает, что использование дополнительной информации из неполных ядерных семейств в анализе значительно увеличивает мощность испытаний по сравнению с испытаниями, основанными только на полных ядерных семействах.Кроме того, при использовании всех пораженных детей в каждой семье предлагаемые тесты имеют более высокую мощность, чем когда выбирается только один пораженный ребенок из каждой семьи. Дополнительное сравнение мощности также демонстрирует, что C-PAT более эффективен, чем ряд других тестов, для обнаружения эффектов родительского происхождения.

Ключевые слова: Эффекты родительского происхождения, Геномный импринтинг, Отсутствующий родитель, Неполная нуклеарная семья, Полная нуклеарная семья, Генотипический относительный риск, Демографическая модель стратификации населения, Демографическая модель Ассортативного спаривания

Введение

Родитель-из- Эффекты происхождения, также известные как «геномный импринтинг», важны при изучении генетических признаков.Обнаруживается, что все больше и больше генов демонстрируют эффекты родительского происхождения. Morison et al. [1] создали базу данных импринтированных генов, и считается, что более 1% всех генов млекопитающих импринтированы (http://igc.otago.ac.nz). Для некоторых сложных заболеваний, таких как синдромы Беквита-Видемана, Прадера-Вилли и Англемана, были продемонстрированы эффекты родительского происхождения [2, 3]. Для других сложных заболеваний, таких как диабет, наследственные параганглиомы, шизофрения, задержка внутриутробного развития, аутизм, обнаружение нервной трубки и ожирение, предполагается или предполагается, что влияние родительского происхождения играет важную роль, хотя конкретные гены окончательно не идентифицированы. пока [4,5,6,7,8,9,10].

В последнее время проявился значительный интерес к обнаружению эффектов родительского происхождения. Для троек «случай-родители» и одиночных маркеров Weinberg et al. [11] сообщили об универсальной лог-линейной модели генов-кандидатов для тестирования / оценки неравновесия по сцеплению, материнских эффектов и эффектов родительского происхождения. На основе трио «случай-родители» Вайнберг [12] разработал родительско-асимметричный тест (PAT) в случае отсутствия эффектов материнского генотипа и тест отношения правдоподобия «родитель-происхождение» (PO-LRT), основанный на логистической модели для тестирования. для эффектов родительского происхождения, и обнаружил, что PAT был намного более мощным, чем PO-LRT.На основе PAT, Becker et al. [13] предложили HAP-PAT для проверки эффектов родительского происхождения в случае нескольких затронутых детей и нескольких тесно связанных маркеров. С другой стороны, лог-линейные методы применимы к гену болезни [11, 12, 14]. Если исследуемый ген-кандидат сам по себе не является аллелем-маркером, при анализе следует учитывать фракцию рекомбинации между локусом-маркером (ML) и локусом восприимчивости к заболеванию (DSL). В этой ситуации лог-линейная модель не совсем корректна для маркера при альтернативах нулевой гипотезе [12].

В практических исследованиях часто используется информация о генотипировании от полных нуклеарных семей (семей с обоими родителями), а также неполных нуклеарных семей (семей, в которых доступны не оба родителя). Информация из этих неполных ядерных семейств обычно может быть включена для повышения статистической мощности теста. Однако Rampersaud et al. [10] отметили, что невозможно изучить эффекты родительского происхождения, когда оба родителя отсутствуют. В дальнейшем неполные нуклеарные семьи просто относятся к семьям, у которых есть только один родитель.Rampersaud et al. [10] предложили комбинированный тест отношения правдоподобия (Combined LRT) для эффектов родительского происхождения в присутствии отсутствующих родительских генотипов путем включения дополнительной информации из генотипов незатронутых братьев и сестер, чтобы улучшить вывод об отсутствующих родительских данных. Как показано в [13], разумнее рассматривать всех затронутых детей из нуклеарной семьи, чем случайным образом выбирать по одному пострадавшему ребенку из каждой семьи при проведении тестов на происхождение родителей. Однако распространить подходы в рамках лог-линейной модели на общие нуклеарные семьи с множественными пораженными детьми сложно [10, 13].

В этой статье мы сначала разрабатываем новую статистику теста 1-PAT для проверки эффектов родительского происхождения в случае неполных нуклеарных семей с произвольным числом затронутых детей и показываем, что более эффективно использовать все затронуло потомство в семье при проведении тестов на влияние родителей на происхождение. Затем мы расширяем PAT для включения полных нуклеарных семей, в каждой из которых есть один или несколько затронутых детей, и предлагаем комбинированную статистическую C-PAT PAT и 1-PAT, используя как полные нуклеарные семьи, так и неполные нуклеарные семьи при наличии связи между аллель ML и ген болезни.Достоверность предложенных тестов родительского происхождения проверяется путем моделирования в различных сценариях значений параметров. Исследование мощности показывает, что C-PAT, собирая информацию из неполных ядерных семейств, имеет более высокую мощность, чем PAT, который использует только наблюдаемые полные ядерные семейства. Сравнение мощности также показывает, что C-PAT более эффективен, чем ряд других тестов, для обнаружения эффектов родительского происхождения. Таким образом, C-PAT, включающий неполные семейства, прост и эффективен для тестирования эффектов родительского происхождения в случае отсутствия эффектов материнского генотипа, когда присутствует связь между аллелем в ML и геном болезни.

Методы

Предпосылки и обозначение

Мы рассматриваем DSL с мутантным аллелем D и нормальным аллелем d и интересующий ML с двумя аллелями M ₁ и M ₂ . Четыре упорядоченных генотипа в DSL: D / D , D / d , d / D и d / d соответственно. Левый аллель косой черты обозначает аллель, переданный от отца, а правый — аллель, переданный от матери.Поскольку учитываются эффекты родительского происхождения, риски двух гетерозиготных генотипов D / d и d / D в DSL могут быть разными. Мы обозначаем четыре связанных риска генотипов D / D , D / d , d / D и d / d через φ _{D / D} , φ _{D / d} , φ _{d / D} и φ _{d / d} соответственно.Мы предполагаем, что риск только с одним мутантом D находится между риском без мутанта и риском с двумя мутантами, то есть φ _{d / d} ≤ φ _{D / d} , φ _{d / D} ≤φ _{D / D} . Таким образом, степень импринтинга I = (φ _{d / d} — φ _{D / D} ) / 2 колеблется от (φ _{d / d} –φ _{D / D} ) / 2 до (φ _{D / D} –φ _{d / d} ) / 2 и используется для измерения эффектов родительского происхождения [ 15].В частности, I > 0 указывает на эффект материнского родительского происхождения или, что эквивалентно, отцовское выражение, I <0 представляет инверсию, а I = 0 обозначает либо отсутствие эффектов родительского происхождения, либо отсутствие эффекта от ген на риск. Есть два крайних случая, один — это полный эффект отцовского родительского происхождения, т.е. φ _{D / d} = φ _{d / d} и φ _{d / D} = φ _{D / D} , а другой — полный эффект материнского родительского происхождения, т.е.е., φ _{D / d} = φ _{D / D} и φ _{d / D} = φ _{d / d} . Обратите внимание, что существует четыре гаплотипа M ₁ D , M ₁ d , M ₂ D и M ₂ d на ML и DSL. Пусть θ будет фракцией рекомбинации между ML и DSL.Чтобы проверить эффекты родительского происхождения, мы предполагаем, что ML и DSL находятся в неравновесном сцеплении (LD), которое измеряется как D ‘[16].

Мы начнем с описания обозначений для данных трио «случай-родители». Для удобства пусть 0, 1 и 2 представляют маркерные генотипы M ₂ M ₂ , M ₁ M ₂ и M ₁ M ₁ соответственно и F , M и C представляют генотипы отца, матери и ребенка соответственно, поэтому F , M и C принимают возможные значения 0, 1 или 2.В этой статье предполагается, что симметрия сопряжения соответствует [12], т.е. P ( F = f , M = m ) = P ( F = m , M = f ) для всех f , m = 0, 1, 2.

Если родительские генотипы отсутствуют, мы следуем Hu et al. [17], предполагая, что существует недифференциальная доступность или отсутствие данных о родительском генотипе, представленных Allen et al. [18]. То есть мы предполагаем, что отсутствие генотипа родителя не зависит от его / ее основного генотипа.Более того, условное распределение конфигурации FMC генотипа трио маркера с учетом того, что ребенок является случаем, одинаково независимо от того, отсутствует ли генотип отца или матери.

Мы описываем существующую статистику PAT для обнаружения эффектов «родитель-источник» на основе трио «случай-родители», как показано ниже. Предположим, у нас есть n независимых трио «случай-родители», каждое из которых имеет известные маркерные генотипы FMC для отца, матери и больного ребенка.Теоретически общее количество возможных комбинаций FMC составляет 3 ³ = 27, но только 15 из этих типов возможны генетически. Все пятнадцать типов семейства и соответствующие им условные вероятности s ₁ , s ₂ ,…, s ₁₅ перечислены в таблице. Например, с ₁ = P ( FMC = 212∣ ребенок затронут) — это условная вероятность того, что семья попадает в первую категорию F = 2, M = 1, C = 2, если у ребенка дело.Подробные выражения s _i для однородной популяции можно найти в [19]. Обозначим N _{F > M , C = 1} и N _F < _{M , C = 1} как номера трио родительских случаев с гетерозиготными ребенок, у которого отец несет больше и меньше копий маркерного аллеля M ₁ , чем мать, соответственно.При условии отсутствия генетических эффектов, опосредованных матерью, статистика PAT может быть выражена как

PAT = NF> M, C = 1-NF M, C = 1 + NF

(1)

Таблица 1

Классификация всех 15 типов семей для нуклеарных семей, каждая с одним затронутым ребенком, вместе с обозначениями соответствующих условных вероятностей каждой тройки, учитывая, что ребенок является случаем

Обратите внимание, что PAT, предложенный Вайнбергом [12], представляет собой квадрат правой части уравнения (1).PAT действителен для тестирования эффектов родительского происхождения без предположения о равновесии Харди-Вайнберга (HWE) или ML как о DSL как таковом.

Методы, когда доступен только один родитель

Теперь предположим, что у нас есть n _M пар случай-мать каждая с известной парой маркерного генотипа MC для матери и больного ребенка и n _P пар случай-отец каждая с известной парой маркерного генотипа FC для отца и больного ребенка.Теоретически общее количество возможных комбинаций MC составляет 3 ² = 9, но генетически возможны только 7 из этих типов, то есть MC = 22, 21, 12, 11, 10, 01, 00. Аналогично комбинация FC также принимает эти 7 возможных типов. Обратите внимание, что тестирование эффектов родительского происхождения предназначено только для проверки равенства между φ _{D / d} и φ _{d / D} , то есть гетерозиготных рисков, когда мутантный аллель D передается по отцовской и материнской линии соответственно.Таким образом, при наличии ассоциации между маркерным аллелем M ₁ и мутантным аллелем D мы рассматриваем разницу между количеством гетерозиготных детей, унаследовавших маркерный аллель M ₁ от отца и матери, соответственно. Для троек «случай-родители» эта разница составляет всего N _{F > M , C = 1} — N _{F < M , C = 1} , как в числитель PAT в уравнении (1).Для пар «пациент-мать» это различие может быть выражено как N _{M < C , C = 1} — N _{M > C , C = 1} , где N _{M < C , C = 1} — количество гетерозиготных детей с гомозиготной матерью M = 0, что указывает на то, что детский маркерный аллель M ₁ унаследован от отец, а N _{M > C , C = 1} — количество гетерозиготных детей с гомозиготной матерью M = 2, что означает, что маркерный аллель детей M ₁ передается по наследству от матери.Аналогично, для пар случай-отец нас интересует разница N _{F > C , C = 1} — N _{F < C , C = 1} , где N _{F > C , C = 1} и N _{F < C , C = 1} определяются по аналогии. Совместно используя пары пациент-мать и пары пациент-отец, мы должны исследовать следующее взвешенное суммирование двух вышеуказанных различий: w ( N _{M < C , C = 1} — N _{M > C , C = 1} ) + (1 — w ) ( N _{F > C , C = 1} — N _{F < C , C = 1} ), где w = n _P / ( n _M + n _P ).Кроме того, из таблицы мы можем иметь

E (NM C, C = 1) = nM (s4 + s14), E (NF> C, C = 1) = np (s3 + s13), E (NF

и так E [ w ( N _{M < C , C = 1} — N _{M > C , C = 1} ) + (1 — w ) ( N _{F > C , C = 1} — N _{F < C , C = 1} )] = ( n _M n _P ) / ( n _M + n _P ) [( с ₃ — с ₄ ) + ( с ₈ — с ₉ ) + 2 ( с ₁₃ — с ₁₄ )].При нулевой гипотезе об отсутствии эффектов родительского происхождения мы имеем с ₃ = с ₄ , с ₈ = с ₉ , с ₁₃ = с ₁₄ [17]. Следовательно, E [ w ( N _{M < C , C = 1} — N _{M > C , C = 1} ) + ( 1 — w ) ( N _{F > C , C = 1} — N _{F < C , C = 1} )] = 0 под нулевая гипотеза.Далее, w ² N _M ≠ _{C , C = 1} + (1 — w ) ² N _F ≠ _{C , C = 1} + ( n _M + n _P ) ⁻¹ ( N _{M < C , C = 1} — N _{M > C , C = 1} ) ( N _{F > C , C = 1} — N _{F < C , C = 1} ) — несмещенная оценка дисперсии w ( N _{M < C , C = 1} — N _{M > C , C = 1} ) + (1 — w ) ( N _{F 90 037> C , C = 1} — N _{F < C , C = 1} ) при нулевой гипотезе (см. Приложение).Поэтому мы предлагаем следующий «родительско-асимметричный тест», когда только один родитель доступен для тестирования эффектов родительского происхождения:

1-PAT = w (NM C, C = 1) + (1-w) (NF> C, C = 1-NF C, C = 1) (NF> C, C = 1 -NF

(2)

1-PAT в уравнении (2) асимптотически нормально распределен. Область отклонения для тестирования эффектов родительского происхождения выглядит следующим образом: ∣1-PAT∣> z _{α / 2} , где z _{α / 2} — верхняя точка α / 2 стандартное нормальное распределение, а α — уровень значимости.

Теперь рассмотрим ситуацию, когда доступны несколько генотипов пораженных детей. Предположим, у нас есть n _M неполных нуклеарных семей, в которых отсутствуют отцы, и n _P неполных нуклеарных семей, в которых отсутствуют матери. Таким образом, у нас есть всего n _I = n _M + n _P неполных ядерных семейств.Для каждой неполной нуклеарной семьи пусть каждый ребенок будет соединен в пару с родителем, и полученная пара естественно назвать парой случай-родитель. Если имеется n _i больных детей в i -й неполной семье, 1 ≤ i ≤ n _I , то мы имеем

пара корпус-мать и

пары «пациент-отец». На основе этих пар «случай-родитель» 1-PAT может быть расширен следующим образом:

где

T = w∑M∑C (IM C, C = 1) + (1-w) ∑F∑C (IF> C, C = 1-IF

и

VAR0 (T) = w2 [∑M∑CIM ≠ C, C = 1 + 2∑M∑j Ck, Ck = 1)] + (1-w2) [∑F∑CIF ≠ C, C = 1 + 2∑F∑j Cj, Cj = 1-IF Ck, Ck = 1-IF C, C = 1) ∑F∑C (IF> C, C = 1-IF

— несмещенная оценка дисперсии T при нулевом гипотеза (см. Приложение).Вес равен w = n _CFP / ( n _CMP + n _CFP ), и I _{{заявление для сравнения}} = 1, когда выражение для сравнения имеет место и равен 0 в противном случае. В члене Σ _M Σ _C первое суммирование суммируется по всем матерям, а второе суммирование — для всех детей с одной и той же матерью, а в члене Σ _M Σ _{j < k} , первое суммирование суммируется по всем матерям, а второе суммирование — для всех комбинаций детей C _j и C _k с одной и той же матерью.Аналогично определяются суммы в терминах Σ _F Σ _C и Σ _F Σ _{j < k} . Обратите внимание, что члены Σ _M Σ _{j < k} и Σ _F Σ _{j < k} в правой части приведенного выше уравнения учитывают зависимость среди братьев и сестер в каждой семье.

Методы комбинирования полных и неполных ядерных семей

Сначала мы расширяем PAT, чтобы он подходил для семей, каждая из которых имеет несколько пораженных детей.Предположим, что F _i и M _i — маркерные генотипы отца и матери в i -м семействе, соответственно, 1 ≤ i ≤ n . Пусть n _i обозначает количество пораженных детей в i -й семье, а C _ij будет генотипом j -го ребенка в i -й семье. семейство, i = 1, 2,…, n ; j = 1, 2,…, n _i .При нулевой гипотезе об отсутствии эффектов родительского происхождения

E [∑i = 1n∑j = 1ni (IFi> Mi, Cij = 1-IFi

Далее,

∑i = 1n (∑j = 1niIFi ≠ Mi, Cij = 1 + 2∑j> kIFi ≠ Mi, Cij = 1, Cik = 1)

— несмещенная оценка дисперсии

∑i = 1n∑j = 1ni (IFi> Mi, Cij = 1-IFi

при нулевой гипотезе (см. Приложение), где суммирование Σ _{j < k} I _{F i} ≠ _{M i , C ij = 1, C ik = 1} обозначает общее количество детей в паре, которые являются гетерозиготными в семья и , в которой родители имеют разные маркерные генотипы.Таким образом, соответствующая статистика теста, включающая нескольких пораженных детей, может быть выражена следующим образом:

PAT = ∑i = 1n∑j = 1ni (IFi> Mi, Cij = 1-IFi

(4)

На практике обычно собирают полные нуклеарные семейства, а также неполные нуклеарные семейства. Предположим, что у нас есть n полных нуклеарных семей, n _M неполных нуклеарных семей с отсутствующим отцом и n _P неполных нуклеарных семей с отсутствующей матерью, тогда следующая комбинированная тестовая статистика C-PAT для PAT и 1-PAT предлагаются для проверки эффектов родительского происхождения.

C-PAT = ∑i = 1n∑j = 1ni (IFi> Mi, Cij = 1-IFi

(5)

где T и Var ₀ ( T ) определены ниже уравнением (3).

Обратите внимание, что мощность C-PAT остается неизменной, когда два маркерных аллеля M ₁ и M ₂ меняются местами. В результате нам нужно рассмотреть только случай, когда частота аллеля маркера не превышает 0,5 в исследовании моделирования.

Simulation Study

Настройки

В этом разделе мы изучаем размер и мощность 1-PAT и C-PAT с помощью моделирования. Доля рекомбинации между DSL и ML устанавливается равной θ = 0.001 во всех симуляциях. Мы рассматриваем следующие четыре модели эффектов родительского происхождения, которые представляют различные сценарии степени импринтинга: полный отцовский эффект родительского происхождения (PEM1: φ _{D / D} = φ _{d / D} = 0,6, φ _{D / d} = φ _{d / d} = 0,2), неполный отцовский эффект родительского происхождения (PEM2: φ _{D / D} = 0,6, φ _{D / d} = 0.225, φ _{d / D} = 0,575, φ _{d / d} = 0,2), неполный эффект материнского родительского происхождения (PEM3: φ _{D / D} = 0,6, φ _{D / d} = 0,575, φ _{d / D} = 0,225, φ _{d / d} = 0,2), и полный материнский родитель-из- эффект происхождения (PEM4: φ _{D / D} = φ _{D / d} = 0.6, φ _{d / D} = φ _{d / d} = 0,2). Чтобы оценить размер теста, мы также рассматриваем моделирование в рамках нулевой модели, модели без эффектов родительского происхождения (PEM0: φ _{D / D} = 0,6, φ _{D / d} = φ _{d / D} = 0,4, φ _{d / d} = 0,2).

Для удобства мы определяем параметр β = P (отсутствующий родитель — отец — один родитель отсутствует в семье), что означает, что отец отсутствует с вероятностью β, а мать — с 1 — β для каждой неполной семьи. .Для удобства в дальнейшем мы называем это процентом пропавших без вести отцов (среди неполных семей). В первом моделировании мы рассматриваем ситуацию, когда β изменяется от 0,2 до 0,8 с шагом 0,1. Остальные моделирования в этом разделе все выполнены с β = 0,5. Показатель неполноты семьи τ определяется как отношение количества семей, в которых отсутствуют отец или мать, к количеству семей в целом. Коэффициент неполной семьи варьируется в пределах от 0 до 1 с шагом 0,1, если не указано иное.Обратите внимание, что C-PAT сокращается до PAT, когда показатель неполной семьи τ равен 0, и до 1-PAT, когда показатель неполной семьи τ равен 1. Мы используем три типа семейных выборок, каждая из которых содержит всего 200 затронутых детей, FS1: 200 семей, каждая с одним пораженным потомством, FS2: 100 семей, каждая с двумя пораженными потомками, и FS3: 100 семей, каждая с одним пораженным потомством, и 50 семей, каждая с двумя пораженными потомками.

Демографическая модель стратификации населения (PSM) и ассортативная демографическая модель спаривания (AMM) [20, 21] используются для оценки эффективности C-PAT.В модели стратификации населения мы рассматриваем две субпопуляции в исследуемой популяции. Пусть частоты гаплотипов M ₁ D , M ₁ d , M ₂ D , а в первом (втором ) составляет 0,2, 0,15, 0,05 и 0,6 (0,4, 0,1, 0,1 и 0,4) соответственно, где D ′ = 0,7 (0,6). Семья принадлежит к первой популяции с вероятностью 0.7 и второй популяции с вероятностью 0,3. Для простоты предполагается, что HWE сохраняется в каждой из двух субпопуляций. Во-первых, мы генерируем гаплотипы отца и матери в ML и DSL для каждой субпопуляции на основе этих четырех частот гаплотипов. Затем гаплотипы ребенка генерируются из гаплотипов родителей с фракцией рекомбинации θ. Мы присваиваем статус привязанности родителей и ребенка в соответствии с их генотипами в DSL и соответствующими четырьмя рисками φ _{D / D} , φ _{D / d} , φ _{d / D} и φ _{d / d} .

В модели ассортативного скрещивания мы предполагаем, что выборка берется из популяции, где частоты гаплотипов M ₁ D , M ₁ d , M ₂ D и M ₂ d равны 0,2, 0,15, 0,05, 0,6 соответственно, что приводит к D ′ = 0,7. В этой популяции 80% семей были созданы путем случайного спаривания, а 20% семей были созданы путем ассортативного спаривания, при котором отец и мать имеют одинаковый статус привязанности.Мы используем ту же идею, что описана в демографической модели стратификации населения, для получения семейных данных.

Для каждого набора значений параметров мы оцениваем фактический размер и мощность путем моделирования с 10 000 повторов. Фактические размеры / мощности оцениваются как доли повторений отклонения нулевой гипотезы на уровне значимости α = 5%, когда выполняется нулевая / альтернативная гипотеза.

Размеры и мощность 1-PAT

Во-первых, мы исследуем влияние различных коэффициентов отсутствия отца или значений β на производительность предложенного 1-PAT, когда сумма n _M + n _P фиксированный.Моделирование при нулевой гипотезе об отсутствии эффектов родительского происхождения (PEM0) дает смоделированные коэффициенты ошибок типа I для 1-PAT. В таблице показаны фактические размеры 1-PAT для двух типов выборок, FS1 и FS2, в рамках демографической модели стратификации населения и демографической модели выборочного спаривания. Как видно из таблицы, фактические размеры, как правило, довольно близки к номинальному уровню 5%, независимо от показателей отсутствующих отцов, типов семейных выборок или моделей населения.

Таблица 2

Частота ошибок типа I (в 100%) 1-PAT при нулевой модели эффектов родительского происхождения PEM0

На рисунке показаны возможности 1-PAT против β в рамках четырех моделей эффектов родительского происхождения: PEM1 – PEM4, двух типов семейств выборок: FS1 и FS2, и две модели популяции: PSM и AMM. Как и ожидалось, максимальная мощность достигается, когда пропущенные коэффициенты одинаковы для отца и матери (т.е. β = 0,5), и влияние β на мощность 1-PAT может быть значительным. Эти наблюдения согласуются с различными моделями эффектов родительского происхождения, типами семейных выборок и моделями населения.Также, как и ожидалось, существует большая мощность для обнаружения эффектов родительского происхождения, когда эффект родительского происхождения завершен (PEM1 и PEM4), чем когда он неполный (PEM2 и PEM3). Кроме того, когда коэффициент отсутствия отца β меньше 0,5, мощность для обнаружения эффектов родительского происхождения, когда основная модель эффектов родительского происхождения является отцовской, как правило, выше (хотя и незначительно), чем когда это материнский с соответствующим степень импринтинга (например, PEM1 против PEM4 или PEM2 vs.PEM3). С другой стороны, когда β больше 0,5, верно обратное. Для простоты мы зафиксируем β = 0,5 для остальных расчетов. Хотя общее количество пораженных потомков одинаково в FS1 и FS2, FS2 является гораздо более мощным, что указывает на синергетический эффект нескольких затронутых детей в семье для тестирования эффектов родительского происхождения.

Эффективность 1-PAT против пропавшего отца β по четырем моделям эффектов родительского происхождения, PEM1 – PEM4. , FS1 и модель стратификации населения (PSM). b FS2 и PSM. c FS1 и модель ассортативной вязки (AMM). d FS2 и АММ. На каждом графике результаты основаны на 10 000 повторов и оцениваются на уровне 5%.

Размеры и возможности C-PAT

В таблице приведены фактические размеры C-PAT при нулевой модели эффектов родительского происхождения PEM0 для семейных выборок типов FS1 и FS3 как в демографической модели стратификации населения, так и в демографической модели выборочного спаривания. . Показатель неполной семьи τ принимает значения из интервала [0, 1] с шагом 0.1, в то время как процент пропавших без вести отцов в неполных семьях принимается фиксированным на уровне β = 0,5, как указано выше. Как видно из таблицы, все фактические коэффициенты ошибок типа I близки к номинальному уровню 5%, что означает валидность C-PAT в качестве теста на эффекты родительского происхождения.

Таблица 3

Частота ошибок типа I (в 100%) C-PAT при нулевой модели эффектов родительского происхождения PEM0

Для оценки мощности предложенных тестов и для сравнения с исходной и расширенной PAT мы проводим моделирование с полным эффектом отцовского родителя-происхождения (PEM1) и неполным отцовским эффект родительского происхождения (PEM2). Результаты по двум другим моделям с эффектом материнского родительского происхождения (PEM3 и PEM4) аналогичны и здесь не приводятся. В дополнение к C-PAT, который принимает во внимание всю выборку (полные и неполные семейства), мы также рассматриваем мощность исходного PAT, используя только полные семейства (т.е., удалив неполные семейства перед анализом). Мы рассматриваем типы семейной выборки FS1 и FS3 в рамках демографической модели стратификации населения. Результаты демографической модели выборочного спаривания аналогичны и здесь не приводятся. На рисунке показана зависимость фактической мощности от показателя неполной семьи τ. Как видно из рисунка, мощность для обнаружения эффектов родительского происхождения при PEM1 выше, чем при PEM2 для каждой соответствующей настройки, что согласуется с наблюдениями, сделанными на рисунке.В общем, C-PAT за счет включения неполных семейств более эффективен, чем его аналог PAT, основанный только на полных семействах. Например, в модели стратификации популяции FS1 (рис.), Когда коэффициент неполной семьи τ равен 30%, мощности C-PAT и PAT составляют 68,6 и 59,5% соответственно при PEM1. Прирост мощности C-PAT составляет около 10% по сравнению с PAT без учета неполных семейств. По сравнению с настройкой, когда все семьи полностью генотипированы (τ = 0), C-PAT с τ = 30% менее эффективен.Одна особенность, показанная на двух графиках рисунка (а также на аналогичных графиках при других настройках параметров, которые здесь опущены, как упомянуто выше), заключается в том, что мощность C-PAT несколько выше, когда коэффициент неполного семейства составляет 100% по сравнению с когда это 90%. Это может быть связано с тем, что неоднородная информация, основанная на комбинации как полных, так и неполных семейств (τ = 90%), может приводить к более высокой изменчивости, чем однородная информация, основанная только на неполных семействах (τ = 100%).

График мощности C-PAT и PAT при PEM1 и PEM2 в зависимости от коэффициента неполного семейства τ. , FS1 и PSM. b FS3 и PSM. Результаты основаны на 10 000 повторов и оцениваются на уровне 5%.

Сравнивая рисунки a и b, можно увидеть, что мощность C-PAT (или PAT) на основе FS3 больше, чем на основе FS1. Это согласуется с нашим наблюдением из рисунка (сравнение FS1 и FS2), что семьи с несколькими затронутыми детьми предоставляют больше информации для обнаружения эффектов родительского происхождения, когда общее количество пораженных детей во всех семьях одинаково.Чтобы еще больше подтвердить это наблюдение, мы проводим исследование мощности на основе трех типов выборок, FS1, FS2 и FS2.1, в котором мы только случайным образом выбираем одного из двух детей из каждой из семей FS2 в нашем анализе. На рисунке показаны возможности C-PAT по отношению к коэффициенту неполной семьи с шагом 0,5 в рамках демографической модели стратификации населения, трех типов выборки, FS1, FS2.1 и FS2, и модели эффектов родительского происхождения PEM2. Эти результаты показывают увеличение мощности на 17–23% для C-PAT с FS2 по сравнению с FS1, подтверждая результаты на рисунке, когда коэффициент неполного семейства τ = 100%.Как и ожидалось, мощность C-PAT на базе FS2 выше, чем на FS2.1. Результаты с ассортативной моделью спаривания аналогичны и опущены.

Возможности C-PAT в рамках PEM2 и демографической модели стратификации населения. Результаты основаны на 10 000 повторов и оцениваются на уровне 5%. Полномочия на основе FS1 (200 семей с одним затронутым ребенком) представлены

, полномочия на основе FS2.1 (100 семей с одним случайно выбранным пострадавшим ребенком из двух пострадавших детей) представлены числом

, а полномочия на основе FS2 (100 семей с двумя пораженными потомками) представлены

.

Обсуждение

В этой статье мы расширяем тест родительской асимметрии (PAT) на нуклеарные семьи с обоими родителями и произвольным числом затронутых детей, чтобы проверить наличие эффектов родительского происхождения при наличии ассоциации. Наше имитационное исследование показывает, что семьи с несколькими затронутыми детьми предоставляют больше информации для выявления эффектов родительского происхождения по сравнению с семьями, включающими только одного пострадавшего ребенка, даже если общее количество пострадавших детей одинаково в обеих выборках.Это указывает на то, что наше распространение PAT на произвольные нуклеарные семейства — стоящее упражнение. Мы также разрабатываем PAT-подобный тест (1-PAT) для нуклеарных семей с генотипом только одного родителя (неполные семьи). Для набора данных, состоящего как из полных, так и из неполных семейств, мы предлагаем комбинированный тест PAT или C-PAT, который использует как расширенный PAT, так и 1-PAT для соответствия обоим типам семейств. Результаты нашего моделирования показывают, что C-PAT действительно хорошо контролирует размер при нулевой гипотезе об отсутствии эффектов родительского происхождения.Мы оцениваем эффективность C-PAT с использованием четырех моделей эффектов «родитель-источник», трех типов семейных выборок, различных коэффициентов неполных семей и коэффициентов отсутствия отца, а также двух популяционных моделей. Мы также сравниваем C-PAT с PAT, которая не учитывает неполные семейства в своем анализе. Результаты нашего моделирования показывают, что даже когда 100% семейств неполны, мощность для обнаружения эффектов родительского происхождения может по-прежнему достигать 80% от этого, когда все семейства имеют полные данные. С другой стороны, удаление неполных семейств может привести к огромной потере власти.

В литературе разработано или предложено несколько других тестов, поэтому было бы интересно сравнить их характеристики. Основываясь на трех данных, в дополнение к PAT, Weinberg [12] также предложил другой тест, PO-LRT, для проверки эффектов родительского происхождения. Однако PO-LRT менее эффективен, чем PAT, когда нет материнских эффектов, и также было указано, что трудно расширить PO-LRT, чтобы приспособить нуклеарные семьи с несколькими пораженными детьми [10, 13].С другой стороны, комбинированный LRT применим в случае отсутствия данных и может использовать информацию о незатронутых детях для вывода отсутствующих родительских генотипов [10]. Он расширил PO-LRT, включив в анализ предполагаемые недостающие родительские генотипы. Как и PO-LRT, комбинированный LRT также действителен при наличии эффектов материнского генотипа, но он может применяться только в семьях с одним больным ребенком. Напротив, предлагаемая нами C-PAT применима к комбинации полных и неполных нуклеарных семей с произвольным числом затронутых детей, но не годится в качестве теста на влияние родительского происхождения при наличии материнских эффектов.

Здесь мы проводим сравнение мощности 1-PAT с PO-LRT, используя демографическую модель стратификации населения [12]: 20% субпопуляция с частотой аллелей 0,3 и φ _{d / d} = 0,05, а остальные 80% субпопуляции с частотой аллелей 0,1 и φ _{d / d} = 0,01, каждая в HWE. Для удобства пусть γ ₂ = φ _{D / D} / φ _{d / d} , γ _{1 p} = φ _{D / d} / φ _{d / d} и γ _{1 m} = φ _{d / D} / φ _{d / d} обозначают относительные риски генотипа [22], соответственно.Связь между γ ₂ , γ _{1 p} , γ _{1 m} и R ₂ , R ₁ , I _m из [12] является γ ₂ = R ₂ , γ _{1 p} = R ₁ , γ _{1 м} = R ₁ I _м . Мы рассматриваем данную выборку семей, в каждой из которых есть оба родителя, и сравниваем мощность PO-LRT на основе этой выборки с мощностью 1-PAT, когда в каждой семье отсутствует отец или мать.В таблице показана мощность PO-LRT для всех данных трио с обоими родителями (процент пропущенных 0%) и мощность 1-PAT для всех парных данных, каждая из которых имеет только одного родителя и одного затронутого ребенка (процент пропущенных 100%) когда β = 0,5 или 0,8 на основе моделирования с 1000 повторов. Мощность PO-LRT в таблице процитирована из таблицы [12]. Таблица показывает, что мощность 1-PAT на основе парных данных может быть значительно выше, чем у PO-LRT на основе данных полного трио. Например, когда γ ₂ = 6, γ _{1 p} = 2, γ _{1 m} = 6, а размер выборки равен 100, мощности 1-PAT соответственно равны 75.4% при β = 0,5 и 62,0% при β = 0,8, что намного больше, чем мощность PO-LRT на уровне 34,8%.

Таблица 4

Мощности (в 100%) PO-LRT и 1-PAT при номинальном уровне α = 5% для моделирования с 1000 повторениями в соответствии с демографической моделью стратификации населения [12], имеющей θ = 0

Таблица 5

Частота ошибок типа I (в 100%) PAT, 1-PAT и C-PAT при номинальном уровне α = 5% для моделирования с 5000 повторов под Модель эффектов нулевого родителя и происхождения PEM0 и демографическая модель стратификации населения, описанная в разделе «Моделирование», с 400 семьями с одним затронутым ребенком

В общем, мощность тестовой статистики, основанной на выборке, включающей полностью генотипированные ядерные семейства и неполные ядерные семейства, не будет превышать мощность, основанную на выборке того же размера, но включающей полностью генотипированные ядерные семейства (т. Е. при условии отсутствия недостающих данных). Таким образом, комбинированный LRT менее мощный, чем PO-LRT. Следовательно, комбинированный LRT будет иметь меньшую мощность, чем C-PAT, использующий как полные, так и неполные ядерные семейства в тестировании на эффекты родительского происхождения.

Есть еще одно сравнение, которое мы провели с методами, опубликованными в литературе. Hu et al. [17] разработали тесты POET и 1-POET для полных и неполных семейств, соответственно, и предложили комбинированный тест C-POET, который может использовать как полные, так и неполные семейства в одной и той же выборке. С этой целью мы реализовали тест C-POET, как было предложено. Сравнение 1-PAT с 1-POET и C-PAT с C-POET при ряде настроек показывает, что первый более мощный (результаты не показаны).

Наши результаты для размеров и мощности тестов основаны на предположении об асимптотической нормальности, которое может быть сомнительным для размеров выборки меньших, чем представленные до сих пор. Чтобы оценить достоверность предположения о нормальности для небольших наборов данных, мы также провели дополнительное моделирование с размерами выборки, составляющими половину от тех, которые представлены в таблицах и, и мы не нашли никаких доказательств заметного отклонения от номинального уровня α в 5% ( результаты не показаны). Поскольку большинство практических исследований будет иметь размеры выборки, по крайней мере, соизмеримые с самыми маленькими из тех, что используются в нашем моделировании, мы заключаем, что использование предположения об асимптотической нормальности в целом разумно и эффективно.

Из таблиц и мы находим, что PAT, 1-PAT и C-PAT действительны, когда отсутствие данных родительского генотипа не зависит от его / ее статуса привязанности, даже если вероятность отсутствия может зависеть от пола. Однако пораженное потомство с большей вероятностью получает мутантный аллель от пораженного родителя. Чтобы изучить, как готовность родителей участвовать в исследовании, зависящая от пола и статуса привязанности, может повлиять на выполнение этих трех тестов, мы рассматриваем следующие два сценария выборки:

a) Все трио обычно отсутствует, когда желание пострадавшего родитель, участвующий в исследовании, зависит от пола.В частности, мы используем три вероятности, чтобы определить, отсутствует ли вся тройка целиком: p ₁ = P (участвует все трио — отец не затронут, а мать затронута), p ₂ = P (участвует все трио — отец поражен, а мать не затронута) и p ₃ = P (участвует все трио — отец поражен, а мать поражена). Мы предполагаем, что все трио всегда будет участвовать в исследовании, если оба родителя не затронуты.Обратите внимание, что p ₁ ≠ p ₂ означает отсутствие зависимости от пола.

b) Отсутствуют только родители, менее желающие участвовать в исследовании, и такое отсутствие зависит от пола и статуса привязанности. В частности, мы используем следующие четыре вероятности, чтобы определить, отсутствует ли родитель или нет: q ₁ = P (мать участвует, мать затронута), q ₂ = P (отец участвует ∣ отец поражен), q ₃ = P (мать участвует — мать не затронута), q ₄ = P (отец участвует — отец не затронут).Затем мы использовали эти четыре вероятности, чтобы определить, является ли семья полной или неполной и отсутствуют ли отец или мать в неполной семье, где готовность отца участвовать в исследовании не зависит от желания матери в каждой семье.

В рамках демографической модели стратификации населения, описанной в разделе «Моделирование», мы оцениваем фактические размеры PAT (только с использованием полных семейств), 1-PAT (только с использованием неполных семейств) и C-PAT (с использованием как полных, так и неполных семейств). семей) по обоим сценариям а) и б).В таблице показаны соответствующие фактические коэффициенты ошибок типа I для PAT, 1-PAT и C-PAT на номинальном уровне 5% при нулевой модели эффектов родительского происхождения PEM0. Эти результаты основаны на 5000 повторностях с 400 семьями с одним больным ребенком в каждой выборке. В таблице показано, что 1-PAT хорошо контролирует размер для различного статуса привязанности и зависимых от пола предпочтений в сценарии b). Похоже, что PAT и C-PAT также устойчивы к умеренному отклонению от случайного отсутствия в обоих сценариях a) и b).Однако, когда отклонение от случайного отсутствия является чрезмерным, частота ошибок типа I для PAT и C-PAT может быть завышена как по пунктам а), так и по пунктам b). Например, когда ( q ₁ , q ₂ , q ₃ , q ₄ ) принимает значение (0,90, 0,30, 0,95, 0,80), ошибка типа I ставки PAT и C-PAT составляют соответственно 8,94 и 8,58%, что значительно отличается от номинальных 5%. С другой стороны, уровень ошибок типа I, равный 4,42% для 1-PAT, близок к номинальному уровню 5%.

Приведенные выше результаты неудивительны. Мы знаем, что PAT измеряет разницу между N _{F > M , C = 1} и N _{F < M , C = 1} (см. Уравнение (1 )) и проверяет, насколько эта разница существенно близка к нулю. Потенциальным источником систематической ошибки для PAT является зависящая от пола готовность затронутых родителей участвовать в исследовании, как показано в сценариях a) и b), что действительно может привести к ложным эффектам родительского происхождения, как мы видим в таблице.Тем не менее, когда статус привязанности и предпочтения, зависящие от пола, весьма скромны, PAT и C-PAT все еще можно безопасно использовать. С другой стороны, для пар случайный родитель, 1-PAT сравнивает количество двух гомозиготных генотипов в пределах одного пола родителей, что приводит к его устойчивости к дифференциальному участию двух полов (разница между q ₁ и ). q ₂ и / или разница между q ₃ и q ₄ ).

1-PAT разработан для проверки эффектов родительского происхождения, когда присутствует ассоциация между маркерным аллелем M ₁ и мутантным аллелем D . Тем не менее, следуя аргументам в HAP-PAT [13], 1-PAT также может быть исследован на предмет его потенциала в качестве теста на ассоциацию при наличии эффектов родительского происхождения. С этой целью мы оцениваем размер 1-PAT при нулевой гипотезе об отсутствии связи как в демографической модели стратификации населения, так и в демографической модели ассортативного спаривания.Соответствующие коэффициенты ошибок типа I 1-PAT близки к номинальному уровню 5% (результаты не показаны), что дает предварительные доказательства, указывающие на валидность 1-PAT в качестве теста ассоциации в присутствии родительского эффекты происхождения. Поэтому необходимы дальнейшие исследования для изучения его способности для этой цели.

Если в родословной отсутствуют генотипы, Ding et al. [23] распространил тест на нарушение равновесия в родословной (PDT) [24] на маркеры X-хромосомы и разработал PDT для X-хромосомы по методу Монте-Карло для тестирования LD.Заимствуя идею из [23], C-PAT может быть расширен на случай, когда генотипы некоторых особей в родословной отсутствуют, что представляет собой нашу дальнейшую интересную работу.

Вторичное бесплодие: когда ваша семья чувствует себя неполноценной

Дана Глесснер смеется, когда посетитель восхищается яркими произведениями искусства, прикрепленными к веревке для белья на ее кухне. Плодовитый художник — ее четырехлетний сын Клей. Картинка мигает на ее компьютер, и там Клэй. Его копна рыжих волос блестит на солнце.Его озорная улыбка намекает на его уверенность. Это счастливый семейный дом. Но для Даны кого-то не хватает.

«Мне кажется, что мы еще не настоящая семья, не полноценная семья, потому что только один ребенок ».

Дана — одна из более чем трех миллионов женщин в Северной Америке, страдающих вторичным бесплодием, то есть женщин, которые зачали одного или нескольких детей, но внезапно не могут снова забеременеть. Это шок для Даны, которая всегда представляла, что у нее будет четыре или пять детей, и она забеременела Клэем всего через месяц после отказа от противозачаточных средств.Но когда они попытались снова, ничего не вышло. Они пошли к врачу-репродуктологу, когда Дане было всего 28 лет. Ей сейчас 31 год, и у доктора нет объяснений. «Я чувствую, что на каждой встрече он говорит мне одно и то же, — говорит Дана. «У вас отличный прогноз, вы уже родили ребенка». Большинство врачей согласятся с такой оценкой. По статистике 85 процентов людей, которые однажды были беременны, могут снова забеременеть.

Глесснеры знают эту цифру в 85 процентов. Но у них в жизни другие цифры — 11 000 долларов, потраченных на лечение бесплодия; три года игл, лекарств и процедур; три беременности; три выкидыша, в том числе один, который до сих пор остается загадкой для медицины.Это произошло во время ее первого раунда экстракорпорального оплодотворения. Анализы крови подтвердили, что она беременна. Срок сдачи установлен. Но во время шестинедельного ультразвукового исследования ее врач сказал, что у нее пораженная яйцеклетка, состояние, при котором организм думает, что он беременен. У вас появляются все симптомы и гормоны, сопровождающие беременность. Но плод никогда не формируется. С этой ужасной новостью Дана ждала начала выкидыша . Это не так. Итак, неделю спустя ее врач сделал еще одно УЗИ. «И он сказал:« Здесь восьминедельный ребенок! И у него идеальное сердцебиение, и идеальный размер! Никогда в моей карьере этого не происходило.Не знаю, как я это пропустил! »Так что это чудо». Через две недели у ребенка остановилось сердцебиение.

Почему нет второго?

Есть несколько распространенных причин вторичного бесплодия: возраст одного или обоих родителей, проблемы с овуляцией, эндометриоз, миома матки. Но есть такие пациенты, как Дана, которым, кажется, нет объяснения. «Они действительно печальные», — говорит доктор Тимоти Роу, глава отделения репродуктивной эндокринологии и бесплодия Университета Британской Колумбии.«Это они облагают нас налогом, потому что у нас нет хорошего объяснения. У меня все еще есть ощущение, что во время родов (первого ребенка) происходит что-то, что имеет значение, потому что что еще изменилось? Единственное, что произошло, это то, что матка распухла и снова опустилась «. По опыту доктора Роу, пары, столкнувшиеся с вторичным бесплодием, несколько спокойнее, чем пары, все еще пытающиеся зачать ребенка номер один. «Вы не видите панических взглядов на лицах людей», — говорит он.«Вы не видите испуганного выражения в глазах. Они знают, что однажды это сработало. Даже подсознательно я немного расслабляюсь, потому что думаю об этой цифре в 85 процентов ».

Шерри Дейл, консультант по фертильности из Торонто, считает, что это может быть правдой, но пары, страдающие вторичным бесплодием, вызывают особую тревогу. «Люди этого не понимают, особенно люди, которые имеют дело с первичными проблемами фертильности. Пары, у которых не может быть даже одного ребенка, могут сказать или намекнуть: «Вы должны быть довольны тем, что у вас есть, и не быть жадными», — говорит она.Даже Дана не до конца понимает, что ей нужен второй ребенок. «У меня бывают моменты, когда я чувствую себя виноватым, когда я думаю, что« его недостаточно для меня, меня не устраивает только он ». Мне это плохо».

Шерри убеждает Дану отдохнуть. «Большая часть работы, которую мы проводим с пациентами с вторичным бесплодием, помогает им осознать, что они имеют право желать того, чего хотят, что им не нужно ни перед кем извиняться или оправдываться».

Доброжелательные друзья

Есть все «полезные» подсказки и советы, которые почти все пациенты с бесплодием слышат от благонамеренных родственников и друзей — предложения паре «просто расслабиться» или попробовать различные медицинские решения.«Мне нравится слушать рассказы других людей», — говорит Дана, но когда они убеждают меня попробовать этот витамин, траву или китайскую медицину, у меня возникает ощущение, будто они действительно говорят: «Это происходит не из-за тебя». Вы делаете что-то не так, и если вы просто найдете волшебную переменную и включите ее в уравнение, у вас будет ребенок ». Итак, вы находитесь в бесконечном поиске волшебной переменной, потому что нашим проблемам с фертильностью никогда не было объяснения ». Для многих пациентов это неприятная ситуация.Как сказать людям, что эти комментарии не помогают? Шерри говорит, что лучше всего признать всю неловкость всего этого.

«Я призываю людей сказать« хорошо », мы идем на это лечение, и пока мы находимся в нем, для нас действительно было бы полезно, если бы вы сказали то и сделали то». Будьте конкретны в том, что поможет. Некоторые клиники по лечению бесплодия распечатывают список того, что можно и чего нельзя делать, чтобы клиенты передавали его членам своей сети поддержки. Некоторые из них исходят от самих пациентов, страдающих бесплодием, и содержат нежелательные комментарии, например:

• Попробуйте взглянуть на светлую сторону
• ну у вас уже есть
• Если вы действительно хотите детей, возьмите мою на выходные.

Усыновление — еще одна щекотливая тема для многих пар, которые, по общему мнению, должны «дать дом ребенку, который в нем нуждается», а не пытаться зачать еще одного ребенка. Дана говорит, что она открыта для этой идеи, но пока нет. «Думаю, потому что в первый раз у меня был такой положительный опыт. Я любила быть беременной, любила рожать, любила кормить грудью, мне нравилось все это. И мне нравится видеть, как мы с мужем вместе в Клэе — то, что он делает, заставляет меня говорить: «О, это так ты».«Если Клей похож на своего отца, он будет терпеливым, понимающим человеком. Дана с готовностью признает, что это настоятельное желание иметь собственного ребенка — гораздо больше ее мечта, чем ее муж Джастин. — Это нормально, — говорит Шерри. «По моему опыту, женщины с большей вероятностью имеют представление о том, как выглядит их семья. И если их семья всегда была похожа на них, их партнер и трое детей, и у них двое детей, значит, кого-то не хватает. В то время как мужчина с большей вероятностью почувствует себя отцом, когда он станет отцом, и для него не столь важно, является ли он отцом одного, трех или пяти детей.Дейл говорит, что мужчина часто может больше расстраиваться из-за страданий своей жены во время неудачного лечения бесплодия, чем из-за отсутствия успеха в беременности.

В окружении детей

Как мама, такие женщины, как Дана, часто погружаются в мир детей. В библиотеке. У бассейна. В игровой группе. И часто бывает
других мам с растущими животами, которые весело говорят о втором ребенке на подходе. Шерри Дейл говорит, что пациенты с фертильностью, которые оказались в этом месте и которым трудно с этим справиться, должны разработать планы побега.«Если вы на дне рождения и чувствуете, что вот-вот растает, то вам нужно убираться оттуда. Будь то поездка на вечеринку с другой мамой, которая потом отвезет вашего ребенка домой, или наличие партнера, который придет и расскажет вам. Часто просто знание того, что у вас есть аварийный люк, означает, что он вам не нужен ».

Для Даны Глесснер каждый день рождения болезненный. Когда это ее, это означает, что она на год старше, и ее коэффициент фертильности падает. Когда у Клея день рождения, это напоминание об увеличивающейся разнице в возрасте между ним и его потенциальным братом и сестрой … еще на один год она чувствует, что «обрекает его на жизнь одиночества и эгоизма» как единственного ребенка.Тем не менее, несмотря на все тесты, иглы, стоимость и слезы, Дана говорит, что она получает «проблески добра», которые пришли с болью последних лет, которые позволяют увидеть ситуацию в перспективе. «Я прожил какую-то очаровательную жизнь. Все, что я хотел, я получил. В 23 года закончила магистратуру
, в 23 вышла замуж. Все только что сложилось. Я чувствовал себя призванным заниматься психическим здоровьем, и, знаете ли, я никогда не испытывал страданий, горя и потерь. До сих пор.»

Второй и третий дети Келли Райан были зачаты в результате экстракорпорального оплодотворения.Она живет и пишет в Ванкувере, Британская Колумбия. Первоначально опубликовано в 2010 году.

Обнаружение эффектов родительского происхождения на основе полных и неполных ядерных семей с несколькими пораженными детьми — Аннотация — Наследственность человека 2009, Vol. 67, № 1

Оригинальная бумага

Бесплатный доступ

Абстрактные

Эффекты родительского происхождения важны при изучении генетических признаков.Считается, что более 1% всех генов млекопитающих проявляют эффекты родительского происхождения. Некоторые статистические методы могут быть неэффективными или не обнаруживать сцепление или ассоциацию гена с эффектами родительского происхождения. Тест родительской асимметрии (PAT), основанный на трио «случай-родители», прост и эффективен для выявления эффектов «родитель-источник». Однако на практике обычно собирают нуклеарные семьи с обоими родителями, а также нуклеарные семьи с одним родителем. В этой статье, когда только один родитель доступен для каждой семьи с произвольным числом затронутых детей, мы сначала разрабатываем новую статистику теста 1-PAT для проверки эффектов родительского происхождения при наличии связи между аллелем в исследуемый маркерный локус и ген заболевания.Затем мы расширяем PAT, чтобы охватить полные нуклеарные семьи, в каждой из которых есть один или несколько пострадавших детей. C-PAT, объединяющий семьи с обоими родителями и семьи с одним родителем, предназначен для обнаружения эффектов родительского происхождения. Достоверность тестовой статистики проверяется моделированием в различных сценариях значений параметров. Исследование мощности показывает, что использование дополнительной информации из неполных ядерных семейств в анализе значительно увеличивает мощность испытаний по сравнению с испытаниями, основанными только на полных ядерных семействах.Кроме того, при использовании всех пораженных детей в каждой семье предлагаемые тесты имеют более высокую мощность, чем когда выбирается только один пораженный ребенок из каждой семьи. Дополнительное сравнение мощности также демонстрирует, что C-PAT более эффективен, чем ряд других тестов, для обнаружения эффектов родительского происхождения.

© 2008 S. Karger AG, Базель

Список литературы

1. Морисон И.М., Патон С.Дж., Клеверли С.Д.: База данных импринтированного гена и эффекта родительского происхождения.Nucleic Acids Res 2001; 29: 275–276.
2. Falls JG, Pulford DJ, Wylie AA, Jirtle RL: Геномный импринтинг: последствия для болезней человека. Ам Дж. Патол 1999; 154: 635–647.
3. Ziegler A, König IR: Статистический подход к генетической эпидемиологии: концепции и приложения.Вайнхайм, Вили-ВЧ, 2006.
4. Chatkupt S, Lucek PR, Koenigsberger MR, Johnson WG: Влияние родительского пола при расщеплении позвоночника: роль геномного импринтинга? Am J Med Genet 1992; 44: 508–512.
5. Темпл И.К., Джеймс Р.С., Кролла Дж. А., Ситч Флорида, Джейкобс П. А., Хауэлл В. М., Беттс П., Баум Дж. Д., Шилд, Дж. П.: импринтированный ген (ы) диабета? Нат Генет 1995; 9: 110–112.
6. van Schothorst EM, Jansen JC, Bardoel AF, van der Mey AG, James MJ, Sobol H, Weissenbach J, Van Ommen GJ, Cornelisse CJ, Devilee P: Ограничение PGL, импринтированного гена, вызывающего наследственные параганглиомы, в 2-сМ интервал 11q22-q23 и исключение DRD2 и NCAM в качестве генов-кандидатов. Eur J Hum Genet 1996; 4: 267–273.
7. Абель К.М.: Фетальное происхождение шизофрении: проверенные гипотезы генетических и экологических влияний.Br J Psychiatry 2004; 184: 383–385.
8. Донг Ч., Ли В. Д., Геллер Ф, Лей Л., Ли Д., Горлова О. Ю., Хебебранд Дж., Амос К. И., Николлс Р. Д., Прайс Р. А.: Возможный геномный импринтинг трех генетических локусов человека, связанных с ожирением. Am J Hum Genet 2005; 76: 421–437.
9. Samaco RC, Hogart A, LaSalle JM: Эпигенетическое перекрытие при нарушениях развития нервной системы аутистического спектра: дефицит MECP2 вызывает снижение экспрессии UBE3A и GABRB3.Hum Mol Genet 2005; 14: 483–492.
10. Rampersaud E, Morris RW, Weinberg CR, Speer MC, Martin ER: расчеты мощности для тестов отношения правдоподобия для рисков генотипа потомства, материнских эффектов и эффектов родительского происхождения (POO) в присутствии отсутствующих родительских генотипов, когда нет затронутых братьев и сестер имеется в наличии. Genet Epidemiol 2007; 31: 18–30.
11. Weinberg CR, Wilcox AJ, Lie RT: Лог-линейный подход к данным «случай-родитель-триада»: оценка эффектов генов болезни, которые действуют либо напрямую, либо через материнские эффекты и которые могут подвергаться родительскому импринтингу.Am J Hum Genet 1998; 62: 969–978.
12. Вайнберг CR: Методы обнаружения эффектов «родитель-источник» в генетических исследованиях триад «случай-родители». Am J Hum Genet 1999; 65: 229–235.
13. Беккер Т., Баур М.П., ​​Кнапп М.: Обнаружение эффектов родительского происхождения в ядерных семьях с использованием анализа гаплотипов.Hum Hered 2006; 62: 64–76.
14. Вайнберг CR: Допущение пропавших без вести родителей в генетических исследованиях триад «случай-родитель». Am J Hum Genet 1999; 64: 1186–1193.
15. Штраух К., Фиммерс Р., Курц Т., Дайхманн К.А., Винкер Т.Ф., Баур М.П.: Параметрический и непараметрический многоточечный анализ сцепления с импринтингом и моделями с двумя локусами: применение для сенсибилизации клещей.Am J Hum Genet 2000; 66: 1945–1957.
16. Левонтин Р.К.: О мерах нарушения равновесия гамет. Генетика 1988; 120: 849–852.
17. Hu YQ, Zhou JY, Sun F, Fung WK: Тест на нарушение равновесия передачи и тест эффектов импринтинга, основанный на парах случай-родитель.Genet Epidemiol 2007; 31: 273–287.
18. Аллен А.С., Ратуз П.Дж., Саттен Г.А.: Информационная нехватка в исследованиях генетических ассоциаций: модели случайных родителей. Am J Hum Genet 2003; 72: 671–680.
19. Zhou JY, Hu YQ, Fung WK: простой метод обнаружения эффектов импринтинга, основанный на трио «случай-родители».Наследственность 2007; 98: 85–91.
20. Sun FZ, Flanders WD, Yang QH, Khoury MJ: Тест на нарушение равновесия передачи (TDT), когда доступен только один родитель: 1-TDT. Am J Epidemiol 1999; 150: 97–104.
21. Сунь Ф.З., Фландрия В.Д., Ян К.Х., Чжао Х.Ю.: тесты на передачу / нарушение равновесия для количественных признаков.Энн Хам Генет 2000; 64: 555–565.
22. Риш Н., Мерикангас К. Будущее генетических исследований сложных заболеваний человека. Наука 1996; 273: 1516–1517.
23. Ding J, Lin S, Liu Y: тест на неравновесие по методу Монте-Карло для маркеров Х-хромосомы.Am J Hum Genet 2006; 79: 567–573.
24. Мартин Э.Р., Монкс С.А., Уоррен Л.Л., Каплан Н.Л.: Тест на сцепление и ассоциацию в общих родословных: Тест на неравновесие в родословной. Am J Hum Genet 2000; 67: 146–154.

Подробности статьи / публикации

Предварительный просмотр первой страницы

Получено: 28 сентября 2007 г.
Принято: 29 ноября 2007 г.
Опубликовано в Интернете: 17 октября 2008 г.
Дата выпуска: ноябрь 2008 г.

Количество страниц для печати: 12
Количество рисунков: 3
Количество столов: 5

ISSN: 0001-5652 (печатный)
eISSN: 1423-0062 (онлайн)

Для дополнительной информации: https: // www.karger.com/HHE

Авторские права / Дозировка препарата / Заявление об ограничении ответственности