<p>РАЗДЕЛ 2<br />МАТЕРИАЛЫ И МЕТОДЫ<br />2.1. Обследованный контингент<br /> <br /> Сбор материала проведен в Харьковском областном клиническом диспансере (ХОКОД). Для сбора генеалогической информации использована специально разработанная анкета. <br /> Выборка больных формировалась по первичному обращению в период 1999-2003 гг. с учётом заболеваемости. Проанализированы результаты гистологических исследований и данные медицинской статистики за 1994-2001 гг. В качестве контроля использована случайная выборка из популяции. Для проведения исследования контрольная выборка должна отвечать двум требованиям: она должна быть сопоставима и репрезентативна основной выборке. Для данного исследования сопоставимой является группа, взятая в случайном порядке из популяции, распределение возраста в которой не отличается от основной группы. Учёт именно этого показателя является самым главным, так как рассматриваемые заболевания являются возраст зависимыми. Если контрольная группа моложе основной, будет недоучёт случаев рака среди родственников, так как возраст родственников коррелирует. Когда контрольная выборка старше основной, она также будет неадекватна. Поэтому построено распределение по возрасту в основной группе и пропорционально ему в случайном порядке включались пробанды контрольной выборки. Обследование пробандов контрольной и основной групп проводилось по специально разработанной анкете. Обязательным условием для пробандов контрольной группы являлось отсутствие онкологического заболевания на момент обследования (отсутствие регистрации в онкологическом диспансере). Пробандами контрольной группы являлись жители Харькова и Харьковской, имеющие соответствующую прописку. Данные о возрасто-половой структуре населения взяты из статистических сборников [83]. Объем исследования, и характеристика изученного материала представлены в таблице 2.1.<br /> Таблица 2.1 <br /> Обследованный контингент и статистический материал<br />ГруппаПолКоличествоВозрастБольные раком лёгкогоМужчины23422-77Женщины8120-75Больные раком желудка и кишечникаМужчины16125-86Женщины16324-85Популяционная выборкаМужчины8936-85Женщины13936-89Данные медицинской статистикиМужчины229Женщины140Данные демографической статистикиМужчины1355205Женщины1594394Данные гистологических исследованийМужчины55721-81Женщины25525-80 <br /> <br />2.2. Статистический анализ<br /> <br /> Степень антиципации заболевания оценивалась по формуле<br /> A=, (2.1)<br />где Р - возраст манифестации заболевания у родителя,<br /> П - возраст манифестации заболевания у потомка. <br /> Вычислены коэффициент регрессии R, полихорический показатель связи К. Коэффициент корреляции r, вычислялся с поправкой Фишера для малых выборок, его достоверность оценивалась с помощью z-преобразования. Проверка нулевых гипотез проведена с использованием критериев t, F и ?2 [57, 73].<br /> <br /> <br />2.3.Оценка популяционной частоты<br /> <br /> Популяционная частота рассчитывалась как "накопленная" заболеваемость по формуле [27, 28, 48]: <br /> qg = q0+qn (1-qi) (2.2)<br />где q0, q1, q2,...qn - оценки заболеваемости соответственно в начальном (q0), 1-м, 2-м, ...n-м возрастном интервале.<br /> <br /> <br />2.4. Сегрегационный анализ<br /> <br /> Проверка моногенной модели наследования с полной пенетрантностью проводилась с помощью сегрегационного анализа. Сбор генеалогического материала проведен методом единичной регистрации, поэтому сегрегационную частоту (SF) и ее статистическую ошибку (sSF) вычисляли по формулам [184]:<br /> , (2.3)<br /> (2.4)<br />где N - количество семей данного типа, <br />Т - общее количество детей у семей данного типа с учетом пробанда, <br /> А - количество пораженных детей у семей данного типа; сегрегационная частота признака, <br /> sSF - стандартная ошибка сегрегационной частоты. <br /> Гипотезу об аутосомно-моногенном наследованиии заболевания проверяли с помощью критерия Стьюдента t [57, 73]: <br /> (2.5)<br /> где - теоретически ожидаемое значение для данного типа семей.<br /> <br /> Значения теоретических частот для аутосомно-рецессивной модели наследования находили на основе закономерностей менделевского наследования. Значения теоретически ожидаемых частот для аутосомно-доминантной модели наследования находили, пользуясь таблицей [58, 68]:<br /> <br /> Таблица 2.2<br /> Теоретически ожидаемые сегрегационные частоты<br /> для разных моделей наследования и типах регистрации семей<br /> <br />Тип брака родителейТип наследованияРецессивныйДоминантныйТип регистрации семейединичнаяусеченнаяединичнаяусеченнаяN ? N1/400N ? А1/2А ? А1 <br />Примечание: Qp - популяционная частота признака; р - частота аллеля, ответственного за признак, q - частота другого аллеля; q = 1 - р, р = 1 - ?1 - Qp., N - здоров, A - болен.<br /> <br /> Эмпирические сегрегационные частоты использованы для составления таблиц рекуррентного риска (R s), который вычисляли по формуле [181]:<br /> (2.6)<br />где s - число детей в семье с учетом консультируемого потомка, <br /> r - число больных потомков в семье,<br /> Q p - популяционная частота заболевания.<br /> <br />2.5. Компонентный анализ<br /> <br /> Разложение общей фенотипической дисперсии на генетическую и средовую составляющие проводили с использованием коэффициентов корреляции между родственниками [165]. <br /> , (2.7)<br /> , (2.8)<br /> Gtot = Ga + Gd , (2.9)<br /> Еw = 1 - Gtot (2.10)<br />где Ga - аддитивная составляющая генотипической дисперсии (Vp),<br /> Gd - доминантная составляющая генотипической дисперсии, <br /> Gtot - генетический компонент фенотипической дисперсии (Vp),<br /> Еw - средовый компонент фенотипической дисперсии. <br /> Статистические ошибки перечисленных</p>
- Київ+380960830922