Ряд разделов клинической иммуногенетики не может полноценно развиваться без соответствующего математического аппарата. Помимо общепринятых методов статистической обработки результатов, для целей клинической иммуногенетики были созданы специальные расчеты и формулы, позволяющие оценивать флюктуирующий клинический материал и используемые в таких (основных) клинико-практических направлениях, как популяционное иммуногенетическое обследование, оценка эффективности аллогенных пересадок, ассоциативные связи HLA с болезнями.
2.4.1. Расчет частоты антигена, частоты гена и гаплотипа в популяционных обследованиях
В плане наследования антигенов гистосовместимости человеческая популяция является панмиктической и подчиняется закону Харди - Вейнберга, выражающемуся формулой наследования для системы с двумя признаками:
p2 + 2pq + q2 = 1,
которая отражает количество гомо- и гетерозиготных по соответствующему гену индивидов в выборке.
Частота антигена рассчитывается как процентное (долевое) соотношение индивидуумов, несущих антиген к общему числу обследованных, а частота гена - по указанной выше формуле после ее преобразования:
p2х + 2рх(1 - pх) + (1 - рх)2 = 1;
Но так как
р2x + 2рх(1 - рх) = Ах,
то
1 - px = √1 - Ax и px = 1 - √1 - Ax
где рх - частота гена, а Ах - антигена.
Определенная по формуле частота гена должна быть проверена путем сравнения наблюдаемого в выборке распределения гомо- и гетерозиготных индивидуумов с теоретически рассчитанным в соответствии с формулой равновесия Харди - Вейнберга. Формулы, по которым производится теоретический расчет, и схема манипуляций в соответствующей выборке приведены в табл. 25.
Таблица 25
Схема проверки частоты гена
Обозначение фенотипа
Генотип
Теоретически ожидаемое число индивидуумов
P
PP, BB
N·(P2 + 2PB)
Q
QQ, QB
N·(Q2 + 2QB)
PQ
PQ
N·2PQ
B (blank)
BB
N·B2
Обозначения: N - число индивидуумов в выборке; В - пустой аллель.
Важным элементом популяционного анализа является гаметная ассоциация, которая учитывает разницу в теоретически определенной ассоциации между двумя антигенами разных локусов и истинной ассоциацией, встречаемой в популяции. К необходимости введения данного показателя приводит следующее рассуждение: если бы аллели локусов А и В встречались независимо друг от друга, частота их ассоциации на хромосоме (гаплотип) определялась бы произведением Р1xР2, где Р1 и Р2 - частоты соответствующих генов. Однако в популяции сочетания отдельных аллелей встречаются более часто или, наоборот, более редко, чем это следует из теоретического расчета, т. е. данные гены находятся в состоянии неравновесного сцепления (linkage disequilibrium), которое измеряется величиной Δ, отражающей превышение или дефицит гаплотипа в популяции по сравнению с произведением частот двух генов.
Величина Δ подсчитывается из "сетки" 2x2" (см. 3.1) по формуле P. Mattius (1970):
где n - число обследованных в выборке; b - число индивидов, несущих А и не имеющих В; с - число индивидов, несущих В и не имеющих A; d -число индивидов, не несущих ни А, ни В.
Приведенная формула входит составной частью в формулу, используемую для определения частоты гаплотипа в панмиктической популяции:
РАВ = (РАВ × РB) + ΔАЗ,
где РА и РB - частоты соответствующих генов; а ΔАB - гаметная ассоциация между генами А и В.
Оценка результативности трансплантации любого органа представляет определенные трудности, поскольку "кривая выживаемости" трансплантатов не может быть выражением простого процента от исходного уровня, принимаемого за 100. Для определения выживаемости трансплантатов в конкретный срок (1 или 2 г) исследователь не в силах произвести в начальной точке отсчета статистически значимое количество операций с тем, чтобы подсчитать процент гибели к концу интересующего периода, так как пересадки производятся не одномоментно.
Для оценки эффективности трансплантаций был создан метод актуальной выживаемости, принятый во всех крупных трансплантологических объединениях [Busson М., Hors J., 1976], который позволяет определить эволюцию кривой выживаемости, не дожидаясь конечной судьбы каждого трансплантата.
Метод основан на следующих принципах:
1. Эволюция всех трансплантатов соотносится к единой нулевой точке отсчета и производится оценка гибели и выживаемости по периодам (3, 6, 9, 12 мес и т. д.).
2. Каждая "остановка" трансплантата рассматривается только один раз, в тот период, когда она произошла, и не учитывается в дальнейшем.
Рис. 17. Сроки жизни трансплантатов по периодам (для вычисления актуариальной выживаемости). А - кружком отмечены больные, умершие при функционирующем трансплантате; вертикальной черточкой - 'остановка', т. е. больные, у которых трансплантат не функционирует или которым произведено хирургическое изъятие; пунктир означает, что к концу рассматриваемого периода трансплантат существует уже определенное время (3, 6, 9 мес) и продолжает функционировать; Б - по оси абсцисс - периоды жизни трансплантатов: в период 3 мес 'вступают' 23 трансплантата и 'останавливаются' № 1, 2, 3, 5, 7, 8, 10; в период 6 мес 'вступают' № 11 - 23 и 'останавливается' № 13; в период 9 мес 'вступают' № 15 - 23 и 'останавливаются' № 15, а в период 12 мес 'вступают' № 22 и 23, 'остановившихся' нет
Рассмотрим пример построения кривой актуариальной выживаемости. На рис. 17, А представлены конкретные сроки жизни группы трансплантатов, соотнесенные к единой нулевой точке отсчета. Для каждого отрезка времени (3,6 мес и т. д.) вычисляется несколько показателей: фракция гибели (Q), равная отношению числа трансплантатов, прекративших функционировать в течение данного периода, к числу трансплантатов, действующих в начале этого периода; фракция выживаемости (S), равная разности I - Q; процент выживаемости (Tn), который определяется умножением фракции выживаемости данного периода (п) на процент выживаемости предыдущего периода (n - 1), т. е. Tn = SnхTn-1.
В табл. 26 приведены конкретные цифровые значения для каждого из периодов согласно данным рис. 17, А.
Таблица 26
Пример вычисления актуариальной выживаемости по периодам
Исходные данные и параметры отсчета
Время, мес
3
6
9
12
Действующие трансплантаты (Д)
23
13
9
2
Остановившиеся (О)
7
1
1
0
Q = О/Д
0,30
0,80
0,11
0
S = 1 - Q
0,70
0,92
0,89
1
Tn = Sn×Tn-1
0,70
0,64
0,57
0,57
ES
±0,18
±0,20
±0,16
±0,13
Построение кривой выживаемости за 3 мес: к началу этого периода действуют 23 трансплантата (Д); в течение периода перестают функционировать 7 (О); следовательно, Q = 7/23 = 0,30; S = 1 - 0,30 = 0,70, а Т3 мес = 0,70 × 1 = 0,70 (70%).
Построение кривой выживаемости за период от 3 до 6 мес: в начале этого периода в соответствии с рис. 17 продолжает действовать 13 трансплантатов; перестает функционировать 1; тогда Q = 0,08; S = 0,92; Т6 мес = 0,92 × 0,70 = 0,64 (64%) и т. д.
На рис. 17, Б изображена кривая актуариальной выживаемости, построенная на основе данных рис. 17, А.
В том случае, когда сравнивается выживаемость двух групп трансплантатов, необходимо рассчитывать доверительный интервал для каждой точки кривой по следующей формуле:
где ε = коэффициент, равный 1,96 при р = 5%, а Dn, Dn-1 - число трансплантатов в начале каждого периода. Для точки 6 мес в нашем примере:
Трансплантаты, срок жизни которых к концу рассматриваемого интервала времени составил ровно 3,6 мес и более, но которые продолжают успешно функционировать, должны засчитываться в рубрике Д для следующего периода (n + 1), но не должны учитываться в периоде n + 2, поскольку теоретически они могут погибнуть в периоде n + 1. Так, например, трансплантат № 11 в конечной точке учета просуществовал ровно 3 мес и продолжает функционировать далее; он учитывается как действующий для периода 6 мес, но уже не учитывается для периода 9 мес.
2.4.3. Вычисление ассоциативных связей между HLA и болезнями
При оценке данных взаимоотношений необходимо ответить на два вопроса:
- существует ли разность между частотой носителей антигена в группе пациентов и в группе здоровых лиц и имеет ли она статистическую значимость?
- как сильна ассоциация между антигеном и болезнью?
Для ответа на первый вопрос используют критерий χ2, прибегая к построению "сетки 2 × 2" (см. 3.1), где а - больные носители антигена; b -здоровые носители антигена; с - больные, не несущие антигена, и d -здоровые, не несущие антигена:
χ2 = N(ad - bc)2/(a + b) (a +c) (b + d) (c + d); N = a + b + c + d.
Пример: в выборке из 44 больных антиген В13 присутствует у 12 человек; в контрольной группе здоровых людей тот же антиген присутствует у трех из 89 человек. Тогда
Определение достоверности различий и достоверности наблюдаемой: ассоциации производится по таблицам χ2 при учете одной степени свободы.
В клинической практике широко употребим другой метод, отвечающий на вопрос о силе ассоциации между антигеном и болезнью и называемый критерием относительного риска [Woolf В., 19551.
Биологический смысл показателя - риск развития заболевания у носителей антигена по сравнению с индивидами, не несущими данный антиген:
R = fп (1 - fк)/fк (1 - fп),
где fп - фракция носителей антигена среди пациентов; fк - фракция носителей антигена в контрольной группе.
Используя данные приведенного выше клинического примера, получаем:
R = 0,273 (1 - 0,034)/0,034 (1 - 0,273) = 10,676.
В данном случае fп и fк выражаются в десятичных дробях или процентах.
Показатели относительного риска более двух считаются значимыми.