recherche des facteurs g n tiques de susceptibilit aux maladies en populations consanguines n.
Download
Skip this Video
Loading SlideShow in 5 Seconds..
Recherche des facteurs génétiques de susceptibilité aux maladies en populations consanguines PowerPoint Presentation
Download Presentation
Recherche des facteurs génétiques de susceptibilité aux maladies en populations consanguines

Loading in 2 Seconds...

play fullscreen
1 / 43

Recherche des facteurs génétiques de susceptibilité aux maladies en populations consanguines - PowerPoint PPT Presentation


  • 170 Views
  • Uploaded on

GDR Statistique et Santé Journées 2007 - 26 et 27 novembre 2007. Recherche des facteurs génétiques de susceptibilité aux maladies en populations consanguines. Emmanuelle Génin INSERM U535, Univ. Paris Sud, Villejuif. Plan. Les populations consanguines

loader
I am the owner, or an agent authorized to act on behalf of the owner, of the copyrighted work described.
capcha
Download Presentation

PowerPoint Slideshow about 'Recherche des facteurs génétiques de susceptibilité aux maladies en populations consanguines' - coty


An Image/Link below is provided (as is) to download presentation

Download Policy: Content on the Website is provided to you AS IS for your information and personal use and may not be sold / licensed / shared on other websites without getting consent from its author.While downloading, if for some reason you are not able to download a presentation, the publisher may have deleted the file from their server.


- - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - E N D - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - -
Presentation Transcript
recherche des facteurs g n tiques de susceptibilit aux maladies en populations consanguines

GDR Statistique et Santé Journées 2007 -26 et 27 novembre 2007

Recherche des facteurs génétiques de susceptibilité aux maladies en populations consanguines

Emmanuelle Génin

INSERM U535, Univ. Paris Sud, Villejuif

slide2
Plan
  • Les populations consanguines
    • Consanguinité aléatoire et non aléatoire
    • La consanguinité dans le monde
    • Conséquences sur le plan génétique
  • Etudes de liaison génétique en populations consanguines
    • Validité des méthodes classiques
    • Les alternatives
    • Puissance des tests
  • Etudes d'association en populations consanguines
    • Validité des méthodes classiques
    • Les alternatives
    • Puissance des tests
les populations consanguines
Les populations consanguines
  • Dans de nombreuses populations humaines, les mariages entre individus apparentés sont fréquents
    • Grandes populations où ce type d'unions est favorisé
la consanguinit dans le monde
La consanguinité dans le monde

From, Bittles, AH (2001) Consanguinity and its relevance to clinical genetics.Clinical Genetics 60 (2), 89-98.

les populations consanguines1
Les populations consanguines
  • Dans de nombreuses populations humaines, les mariages entre individus apparentés sont fréquents
    • Grandes populations où ce type d'unions est favorisé
    • Petites populations isolées où le nombre de conjoints potentiels est réduit
      • Populations à effet fondateur
        • un petit nombre d'ancêtres (les fondateurs)
        • une période d'isolement puis de croissance exponentielle
      • L'isolement peut être
        • géographique (Finlande, Québec, îles)
        • religieux (Hutterites, Juifs Ashkenazes)
        • culturel (Gitans, villages de pêcheurs)
populations de petite taille et consanguinit al atoire
Populations de petite taille et "consanguinité aléatoire"

Une forte probabilité pour que, même au hasard, les mariages se fassent entre individus apparentés

La consanguinité n'est pas due à un choix de ce type d'unions: "Consanguinité aléatoire"

Tristan da Cunha, Atlantique Sud. 275 habitants20 fondateurs en 1816Pas de mariages entre apparentés dans les 1ères générations.En 1854, le père du 1er individu consanguin pouvait choisir entre7 femmes dont 5 de ses cousines

D'après Roberts (1976) dans Etude des Isolats -Editions INED

cons quences g n tiques de la consanguinit
Conséquences génétiques de la consanguinité
  • Modification de la structure génétique de la population
    • augmentation des homozygotes
    • déficit en hétérozygotes
  • Possibilité pour un individu d'avoir reçu deux allèles provenant d'un même ancêtre (Identité-par-Descendance, IBD).
slide8

Structures familiales

  • Familles avec des boucles de consanguinité
          • exemple: cousins germains

2 allèles IBD

coefficient de consanguinit
Coefficient de consanguinité
  • Coefficient de consanguinité F d'un individu: Probabilité pour que ses deux allèles à un locus soient IBD
  • Comment peut-on estimer F ?
    • à partir de la généalogie
estimer f partir de la g n alogie
Estimer F à partir de la généalogie

Z

A

  • Méthode des chemins (Wright, 1922)

Somme sur toutes les boucles

n & m sont le nb de méioses sur les deux branches de l'ancêtre A aux parents de Z.

  • Exemple: descendant de cousins germains

Estimation de F dépend de la connaissance généalogique

coefficient de consanguinit1
Coefficient de consanguinité
  • Coefficient de consanguinité F d'un individu: Probabilité pour que ses deux allèles à un locus soient IBD
  • Comment peut-on estimer F ?
    • à partir de la généalogie
    • à partir des marqueurs génétiques
estimer f partir des marqueurs
Estimer F à partir des marqueurs

Leutenegger et al (2003). Am J Hum Genet

  • Observation des génotypes pour des marqueurs régulièrement espacés sur le génome
    • IBD non observable
    • marqueurs non indépendants
  • Modèle de Markov caché pour écrire la probabilité de ces observations en fonction
    • deux paramètres inconnus
      • Fcoeff. de consang. de l'individu (prop. de génome IBD)
      • ataux de changement d'état IBD/cM (long. des blocs IBD)
    • deux paramètres supposés connus
      • distance entre les marqueurs
      • fréquences alléliques
    • Estimation de (F,a) par maximum de vraisemblance

Estimation de F dépend de la densité de marqueurset des fréquences alléliques aux marqueurs

corr lations inter et intra individuelles
Corrélations Inter- et Intra-Individuelles
  • Dans les populations à effet fondateur: des généalogies
    • grandes et très complexes
    • de nombreux liens généalogiques entre 2 individus
  • Identité-par-descendance
    • des allèles d'un même individu (consanguinité) identité intra
    • des allèles chez deux individus différents identité inter

Liens généalogiques entre deux Hutterites (from M. Abney)

etats d identit entre les 4 all les de deux individus gillois 1968 jacquard 1972 cotterman 1974
Etats d'identité entre les 4 allèles de deux individus (Gillois 1968, Jacquard 1972, Cotterman 1974)

allele 1

allele 2

ind 1

ind 2

S3

S1

S4

S7

S9

S2

S5

S6

S8

Intra-IBD

Inter-IBD

les tudes g n tiques en populations consanguines
Les études génétiques en populations consanguines
  • Identification des mutations impliquées dans les maladies monogéniques
    • récessives (grandes populations ou isolats) "Homozygosity Mapping"
    • dominantes (isolats / effet fondateur)
  • Etude des gènes impliqués dans les maladies complexes en populations consanguines ?
principe
Principe
  • Recherche de fragments d'ADN plus partagés par des malades apparentés qu'attendu du fait de leur apparentement
  • Dans les grandes populations panmictiques: des échantillons de paires de germains atteints indépendantes
slide18

a b c d

a c a c

a c a d

a c b d

IBD=2

IBD=1

IBD=0

obs. X Y Z

exp. 1/4 1/2 1/4

(no linkage)

Comparaison des distributions de paires de germains avec 2, 1 ou 0 allèles IBD observées et attendues

principe1
Principe
  • Recherche des segments d'ADN plus partagés par des malades apparentés qu'attendu du fait de leur apparentement
  • Dans les grandes populations panmictiques: des échantillons de paires de germains atteints indépendantes
  • Dans les populations consanguines:
    • des paires de germains atteints consanguins
    • des paires non indépendantes (isolats en particulier)
  • les probabilités IBD attendues sont augmentées
  • risque de conclure à tort à la liaison
slide20

Probabilité IBD chez des germains pour différents croisements parentaux

Parental IBD=2 IBD=1 IBD=0 proportion of

relationship shared alleles

none .25 .50 .25 .500

first-cousin .25 .53 .22 .515

Double first-cousin .26 .55 .19 .535

Génin & Clerget-Darpoux (1996). AJHG 59: 1149-1162

Leutenegger et al. (2002). Genet. Epidemiol. 23: 413-425

calcul des proportions ibd dans une population consanguine
Calcul des proportions IBD dans une population consanguine
  • Si la généalogie est disponible:
    • Nécessité de tenir compte de l'ensemble de la généalogie
    • Problèmes computationels: il faut couper la généalogie en petites unités
  • Si la généalogie n'est pas disponible ou fiable:
    • Contraste entre l'IBD observé en un point donné et celui observé sur l'ensemble du génome: "genomic control"Genome Mismatch Scanning (Nelson 1993; Durham 1997)
prise en compte de l ibd intra dans les tests de liaison
Prise en compte de l'IBD intra dans les tests de liaison
  • Les tests classiques ne tiennent compte que de l'IBD inter (entre les frères et soeurs)
  • IBD intra-individuelle aussi possible dans les populations consanguines: 9 états d'identité
prise en compte de l ibd intra dans les tests de liaison1
Prise en compte de l'IBD intra dans les tests de liaison
  • Les tests classiques ne tiennent compte que de l'IBD inter (entre les frères et soeurs)
  • IBD intra-individuelle aussi possible dans les populations consanguines: 9 états d'identité
  • Un test pour tenir compte de l'IBD inter et intra dans les paires de germains: basé sur le nombre d'allèles différents (non IBD) dans les paires (Na=1, 2, 3 or 4)
slide26

Gain de puissance avec le test Na par rapport à l'IBD

Génin & Clerget-Darpoux (1996). AJHG 59: 1149-1162

tests de liaison en populations consanguines
Tests de liaison en populations consanguines
  • La puissance des tests de liaison peut être augmentée en présence de consanguinité si on tient compte conjointement des IBD inter et intra-individuels
  • Cependant, une bonne connaissance des coefficients de consanguinité et de parenté est nécessaire
principe2
Principe
  • Comparaison des fréquences génotypiques dans des échantillons de malades et de témoins
test d association cas t moins
Test d'association cas-témoins

AA AB BBCasn10 n11 n12Témoins n20 n21 n22

Test d'homogénéité entre les deux distributions génotypiques

Wc2 ~ c2 2df sous H0

Si les fréquences génotypiques sont différentes chez les malades et les témoins

  • Un des allèles du marqueur est plus fréquent chez les malades
  • Cet allèle “est” ou “est associé à” un allèle de susceptibilité
principe3
Principe
  • Comparaison des fréquences génotypiques dans des échantillons de malades et de témoins
  • Dans les populations panmictiques, les fréquences génot. chez les témoins suivent les proportions de Hardy-Weinberg : ne dépendent que de p AA AB BB p2 2pq q2 p=1-q=f(A)
principe4
Principe
  • Comparaison des fréquences génotypiques dans des échantillons de malades et de témoins
  • Dans les populations panmictiques, les fréquences génot. chez les témoins suivent les proportions de Hardy-Weinberg : ne dépendent que de p AA AB BB p2 2pq q2 p=1-q=f(A)
  • Dans les populations consanguines: dépend de F AA AB BB p2+Fpq 2pq-2Fpq q2+Fpq
  • Si malades et témoins ne sont pas correctement appariés pour F: risque de fausse conclusion
augmentation de l erreur de type 1 du test si f est diff rent chez cas et t moins
Augmentation de l'erreur de type 1 du test si F est différent chez cas et témoins

Calcul des distributions génotypiques attendues dans un échantillon de 100 cas et 100 témoins pour un marqueur biallélique (p=0.5) sous H0.Coefficient moyen de consanguinité F1 variable chez les cas.

F2= 0 chez les témoins.

Erreur de type 1 nominale: 5%

Uncle-Niece11.4%

1st-cousins6.5%

Génin et al. (1996). AJHG 58: 861-866

robustesse du test d association aux corr lations inter individuelles isolats
Erreurs de type 1 du test pour une erreur nominale de 5%

Echantillon Hutterite de 310 malades atopiques et 391 temoins

Simulations à partir de la généalogie des génotypes des Cas et Témoins pour un SNP (fréquence 0.2/0.8) sous H0. 5,000 réplicats.

L'erreur de type-1 du test est de 12% au lieu de 5%

Robustesse du test d'associationaux corrélations inter-individuelles (isolats)
  • Apparentement possibles entre Cas et Témoins
  • Si on ne prend pas en compte cet apparentement: Risque de fausse conclusion

Bourgain & Génin (2005). Review. EJHG 13: 678-706

quelles solutions
Quelles solutions ?
  • Utiliser des méthodes de permutation pour évaluer les degrés de signification
quelles solutions1
Quelles solutions ?
  • Utiliser des méthodes de permutation pour évaluer les degrés de signification: PAS VALIDE car hypothèse d'indépendance sur les génotypesSur l'exemple Hutterite: erreur de type 1 de 13%
quelles solutions2
Quelles solutions ?
  • Utiliser des méthodes de permutation pour évaluer les degrés de signification: PAS VALIDE
  • Utiliser un facteur correctif l tel que, quand les fréq. alléliques sont les mêmes chez cas et témoins, suit une distribution c2
calcul du facteur correctif l
Calcul du facteur correctif l
  • l ne dépend pas des caractéristiques du marqueur mais dépend
    • des coefficients de consanguinité de tous les cas et de tous les témoins
    • des coefficients de parenté entre tous les cas et tous les témoins
  • Si la généalogie est connue: Calcul directBourgain et al (2003), AJHG 73:612-626
  • Si la généalogie n'est pas connue:Utilisation de marqueurs aléatoires: "Genomic Controls"Devlin & Roeder, Biometrics, 1999
quelles solutions3
Quelles solutions ?
  • Utiliser des méthodes de permutation pour évaluer les degrés de signification: PAS VALIDE
  • Utiliser un facteur correctif l: OK si généalogie connue ou marqueurs aléatoires disponibles
  • Utiliser des données familiales: Transmission Disequilibrium Test
le tdt spielman et al 1993
Le TDT Spielman et al. 1993

AB

AA

AA

Rejet de l'hypothèse nulle:

  • déséquilibre de liaison (LD) D0
  • liaison génétique q1/2

N parents hétérozygotes AB : nombre de fois où l'allèle A est transmis à l'enfant atteint

Transmis Non transmisObservéU VAttendu (H0)(U+V)/2 (U+V)/2

TDT = (U - V)2 / (U+V) ~ c2(1df) sous H0

ET

puissance des tests d association en pr sence de consanguinit
Puissance des tests d'association en présence de consanguinité
  • La puissance des tests cas/témoins et TDT peut êtreaugmentée en présence de consanguinité.
  • Pour Cas/Témoins: le gain de puissance peut être plus grand que pour le TDT mais nécessite d'estimer le facteur correctif l
    • sur la généalogie complète si connue
    • sur des marqueurs aléatoires
  • Pour le TDT: seule l'information sur le malade et ses parents est nécessaire (pas besoin de F ou de la généalogie complète)
identifier les g nes impliqu s dans les maladies complexes en populations consanguines conclusion
Identifier les gènes impliqués dans les maladies complexes en populations consanguines : Conclusion
  • Les populations consanguines ont des caractéristiques génétiques intéressantes (IBD inter et intra) qui peuvent aider pour identifier les facteurs génétiques
    • dans les maladies monogéniques
    • dans les maladies multifactorielles
  • Les méthodes développées dans les grandes populations ne sont généralement pas appropriées
    • Hypothèses non vérifiées
    • Augmentation de l'erreur de type 1 des tests: Fausses conclusions