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Recherche des facteurs génétiques de susceptibilité aux maladies en populations consanguines Emmanuelle Génin INSERM U535, Univ. Paris Sud, Villejuif GDR.

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

2 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

3 Les populations consanguines Dans de nombreuses populations humaines, les mariages entre individus apparentés sont fréquents –Grandes populations où ce type d'unions est favorisé

4 La consanguinité dans le monde From, Bittles, AH (2001) Consanguinity and its relevance to clinical genetics. Clinical Genetics 60 (2),

5 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)

6 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" D'après Roberts (1976) dans Etude des Isolats -Editions INED Tristan da Cunha, Atlantique Sud. 275 habitants 20 fondateurs en 1816 Pas de mariages entre apparentés dans les 1ères générations. En 1854, le père du 1er individu consanguin pouvait choisir entre 7 femmes dont 5 de ses cousines

7 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).

8 Structures familiales Familles avec des boucles de consanguinité exemple: cousins germains 2 allèles IBD

9 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

10 Estimer F à partir de la généalogie Méthode des chemins (Wright, 1922) Z Somme sur toutes les boucles n & m sont le nb de méioses sur les deux branches de l'ancêtre A aux parents de Z. Estimation de F dépend de la connaissance généalogique Exemple: descendant de cousins germains A

11 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

12 Estimer F à partir des marqueurs 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 F coeff. de consang. de l'individu (prop. de génome IBD) a taux de changement d'état IBD/cM (long. des blocs IBD) –deux paramètres supposés connus distance entre les marqueurs fréquences alléliques èEstimation de (F,a) par maximum de vraisemblance Leutenegger et al (2003). Am J Hum Genet Estimation de F dépend de la densité de marqueurs et des fréquences alléliques aux marqueurs

13 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)

14 Etats d'identité entre les 4 allèles de deux individus (Gillois 1968, Jacquard 1972, Cotterman 1974) ind 1 allele 1 ind 2 allele 2 S1 S2S8 S4S7 S5S6 S3 S9 Intra-IBD Inter-IBD

15 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 ?

16 Les tests de liaison génétique en populations consanguines

17 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

18 a c IBD=2 a c a d IBD=1 a c b d IBD=0 a b c d 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

19 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) èles probabilités IBD attendues sont augmentées èrisque de conclure à tort à la liaison

20 Parental IBD=2IBD=1IBD=0 proportion of relationship shared alleles none first-cousin Double first-cousin Probabilité IBD chez des germains pour différents croisements parentaux Génin & Clerget-Darpoux (1996). AJHG 59: Leutenegger et al. (2002). Genet. Epidemiol. 23:

21 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)

22 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

23 Comparaison entre les 9 états d'identité et les 3 états IBD S1 S8 S7 S5S3S2 S4 S6 S9 IBD=2IBD=1 IBD=0

24 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 (N a =1, 2, 3 or 4)

25 Comparaison entre les 9 états d'identité et les 4 états N a S1 S8 S7 S5S3S2 S4 S6 S9 N a =1N a =2 N a =3N a =4

26 è Gain de puissance avec le test Na par rapport à l'IBD Génin & Clerget-Darpoux (1996). AJHG 59:

27 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

28 Tests d'association en populations consanguines

29 Principe Comparaison des fréquences génotypiques dans des échantillons de malades et de témoins

30 Test d'association cas-témoins AAABBB Casn 10 n 11 n 12 Témoinsn 20 n 21 n 22 Test d'homogénéité entre les deux distributions génotypiques W 2 ~ 2 2df sous H 0 Si les fréquences génotypiques sont différentes chez les malades et les témoins èUn des allèles du marqueur est plus fréquent chez les malades èCet allèle est ou est associé à un allèle de susceptibilité

31 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 AAABBB p 2 2pqq 2 p=1-q=f(A)

32 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 AAABBB p 2 2pqq 2 p=1-q=f(A) Dans les populations consanguines: dépend de F AAABBB p 2 +Fpq 2pq-2Fpqq 2 +Fpq èSi malades et témoins ne sont pas correctement appariés pour F: risque de fausse conclusion

33 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 H 0. Coefficient moyen de consanguinité F 1 variable chez les cas. F 2 = 0 chez les témoins. Erreur de type 1 nominale: 5% 1 st -cousins 6.5% Uncle-Niece 11.4% Génin et al. (1996). AJHG 58:

34 Robustesse du test d'association aux corrélations inter-individuelles (isolats) Bourgain & Génin (2005). Review. EJHG 13: Apparentement possibles entre Cas et Témoins Si on ne prend pas en compte cet apparentement: Risque de fausse conclusion 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 H 0. 5,000 réplicats. è L'erreur de type-1 du test est de 12% au lieu de 5%

35 Quelles solutions ? Utiliser des méthodes de permutation pour évaluer les degrés de signification

36 Quelles solutions ? Utiliser des méthodes de permutation pour évaluer les degrés de signification: PAS VALIDE car hypothèse d'indépendance sur les génotypes Sur l'exemple Hutterite: erreur de type 1 de 13%

37 Quelles solutions ? Utiliser des méthodes de permutation pour évaluer les degrés de signification: PAS VALIDE Utiliser un facteur correctif tel que, quand les fréq. alléliques sont les mêmes chez cas et témoins, suit une distribution 2

38 Calcul du facteur correctif 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 direct Bourgain et al (2003), AJHG 73: Si la généalogie n'est pas connue: Utilisation de marqueurs aléatoires: "Genomic Controls" Devlin & Roeder, Biometrics, 1999

39 Quelles solutions ? Utiliser des méthodes de permutation pour évaluer les degrés de signification: PAS VALIDE Utiliser un facteur correctif OK si généalogie connue ou marqueurs aléatoires disponibles Utiliser des données familiales: Transmission Disequilibrium Test

40 Le TDT Spielman et al Rejet de l'hypothèse nulle: –déséquilibre de liaison (LD) 0 –liaison génétique 1/2 ET ABAB AA A N parents hétérozygotes AB : nombre de fois où l'allèle A est transmis à l'enfant atteint Transmis Non transmis Observé U V Attendu (H 0 ) (U+V)/2 (U+V)/2 TDT = (U - V) 2 / (U+V)~ 2 (1df) sous H 0

41 Puissance des tests d'association en présence de consanguinité La puissance des tests cas/témoins et TDT peut être augmentée 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 –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)

42 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

43 è Un besoin de nouvelles méthodes qui tiennent compte des particularités de ces populations


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