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Il legame genetico di ciascun individuo (x)
con la generazione precedente è costituito
unicamente dalla coppia di gameti (oocita e
spermatozoo) che hanno dato origine a x
Il legame genetico di x con la generazione
successiva è costituito solo dai suoi gameti
che contribuiscono alla formazione di nuovi
individui
Vengono definiti Parentali (P) i gameti
prodotti da x che hanno la stessa
combinazione allelica di quelli attraverso i
quali lui/lei ha avuto origine, vengono invece
definiti Ricombinanti (R) i gameti con una
combinazione allelica diversa
Individuo x adulto
a, B
A, b
Insieme dei
gameti prodotti
da x
Aa Bb
Zigote x
Ab
aB
Gameti P
AB
ab
Gameti R
La classificazione dei gameti in
Parentali e Ricombinanti è
possibile anche quando i geni si
trovano su cromosomi diversi
a
A
1
B
A
1
b
B
1
2
a
2
A
b
1
Gameti P
2
Se i 2 loci si trovano su
cromosomi diversi la
probabilità che si formi
un gamete Parentale è
uguale alla probabilità
che si formi un gamete
Ricombinante
2
a
b
1
2
B
1
Gameti R
2
{
Se i 2 loci si trovano
adiacenti sullo
stesso cromosoma e
talmente vicini da
non ricombinare
mai la probabilità
che si formi un
gamete Parentale è 1
e la probabilità che
si formi un gamete
Ricombinante è 0
A
a
b
B
Se i 2 loci si trovano adiacenti
sullo stesso cromosoma ma a
una distanza tale che è
possibile il verificarsi di
crossing over la probabilità
che si formi un gamete P è >
0.5 e la probabilità che si
formi un gamete R è < 0.5
A
a
B
b
A
a
A
a
A
a
A
a
B
b
b
B
b
B
B
b
gameti R (da un doppio
gameti P (da un doppio
gameti R (da un doppio
gameti P (da un doppio
eterozigote in fase trans)
eterozigote in fase trans)
eterozigote in fase cis)
eterozigote in fase cis)
Per un individuo nato dall’unione di un oocita Ab con
uno spermatozoo aB ci aspettiamo che:
se i 2 loci sono indipendenti
no.gameti Ab
= no.gameti aB = no.gameti AB = no.gameti ab
no. gameti P (Ab + aB) = no. gameti R (AB + ab)
se i 2 loci sono associati
no.gameti Ab
= no.gameti aB > no.gameti AB = no.gameti ab
no. gameti P (Ab + aB) > no. gameti R (AB + ab)
MAPPATURA GENETICA
Le mappe genetiche statistiche sono mappe in cui la
posizione relativa dei geni (e la distanza tra di essi)
viene stabilita attraverso la stima delle frequenze di
ricombinazione
La mappatura genetica si basa sul fatto che i geni sono
disposti linearmente lungo i cromosomi e che il loro
ordine è lo stesso in tutti gli individui della stessa
specie. Durante la meiosi i cromosomi omologhi
vanno incontro a eventi di crossing-over che
riassortiscono gli alleli presenti sui due omologhi
La probabilità che tra due loci
avvenga un crossing-over è tanto più
elevata tanto più i loci sono distanti
Un crossing-over può essere evidenziato solo se
l’individuo in cui si è verificato è doppio eterozigote
(= eterozigote per entrambi i loci in esame), quindi
il requisito minimo per mappare due geni l’uno
rispetto all’altro è che di ENTRAMBI si conoscano
almeno due alleli: è possibile mappare i loci A e B
l’uno rispetto all’altro solo se
locus A 
alleli A1 e A2
locus B 
alleli B1 e B2
La costruzione di mappe genetiche è
relativamente facile per gli organismi
modello in cui sia possibile:
1. Programmare gli incroci
2. Ottenere una progenie numerosa
Consideriamo i due loci polimorfici di Drosophila melanogaster che controllano il
colore del corpo (b = corpo di colore nero, B = allele selvatico, corpo grigio) e la
vestigiali Vg = allele selvatico, ali normali)
forma delle ali (vg = ali vestigiali,
P
BB VgVg
tipo selvatico
(corpo grigio e ali
normali)
bb vgvg
doppio mutante
(corpo nero e ali
vestigiali)
Tutti con corpo grigio e ali normali
nati dall’unione di un oocita (B,Vg) con uno
spermatozoo (b,vg)
Incrociamo un Bb Vgvg con un soggetto doppio recessivo (test
cross):
Bb Vgvg (BVg/bvg)
tipo selvatico
(corpo grigio e ali
normali)
bb vgvg
doppio mutante
(corpo nero e ali
vestigiali)
otteniamo la seguente progenie
F1
Bb Vgvg
selvatico
Bb vgvg
grigio
vestigiali
bb Vgvg
nero
normali
bb vgvg
nero
vestigiali
TOTALI
397
216
198
389
1200
Invece degli attesi 300:300:300:300 in base all’assortimento indipendente
aa bb
Aa Bb
aa bb
Aa Bb
Aa Bb
Aa Bb
aa bb
Aa Bb
Aa Bb
aa bb
Se i 2 loci sono indipendenti la Probabilità di ottenere questa fratria
(6 gameti Parentali su un totale di 6 meiosi informative) è
(1/2)6 = 0.0156
MAPPATURA GENETICA NELL’UOMO
METODO DEI LOD SCORE
(Morton 1955)
►
E’ in grado di distinguere tra associazione e
indipendenza
►
Non dipende dalla fase degli alleli del doppio
eterozigote (cis o trans) né dalla sua conoscenza
►
Permette di combinare dati provenienti da
famiglie diverse
►
In caso di associazione non assoluta è in grado di
stimare la frazione di ricombinazione
I METODI DI MASSIMA VEROSIMIGLIANZA
(ML = Maximum Likelihood)
vengono applicati quando non è possibile verificare
direttamente la veridicità di un’ipotesi
Data un’ipotesi A e un certo risultato R la
verosimiglianza di A viene calcolata come probabilità
che si verifichi R nel caso in cui A sia vera
Secondo i metodi di massima
verosimiglianza quando ci si trova di fronte a un
risultato (R) e a una serie di ipotesi tutte
compatibili con esso:
 si valuta la verosimiglianza di ciascuna ipotesi
 si ottiene così una distribuzione di verosimiglianze
(definite a posteriori perché ottenute sulla base del
risultato R)
 si sceglie un’ipotesi solo se essa risulta molto più
verosimile delle altre
Talvolta, oltre al risultato R, si
dispone di informazioni indipendenti che
possono essere utilizzate per assegnare a
ciascuna ipotesi una verosimiglianza
indipendente da R (verosimiglianza a
priori).
In questi casi, il confronto tra le varie
ipotesi avverrà sulla base delle
verosimiglianze globali (= verosimiglianza
a priori x verosimiglianza a posteriori)
Esempio 1:
abbiamo un sacchetto contenente un ugual numero di 3 tipi
di monete:
• monete con testa su entrambe le facce (TT)
• monete con croce su entrambe le facce (CC)
• monete con croce su una faccia e testa sull’altra (CT)
Dobbiamo stabilire che tipo di moneta peschiamo senza
poterla guardare ma effettuando una serie di 4 lanci
possibili risultati della serie di 4 lanci e loro probabilità nel caso in cui la
moneta sia:
4T
3 T, 1 C
2 T, 2 C
1 T, 3 C
4C
TT
TC
CC
1
0
0
0
0
1/16
4/16
6/16
4/16
1/16
0
0
0
0
1
Risultato ottenuto (R) = 4T
R ci fa scartare l’ipotesi CC e ci fa ritenere più verosimile l’ipotesi
TT rispetto alla TC. Ma quanto più verosimile?
Dato il risultato R:
• la Verosimiglianza di TT è
• la Verosimiglianza di TC è
• la Verosimiglianza di CC è
1
1/16
0
L’ipotesi TT è 16 volte più verosimile dell’ipotesi TC
Il rapporto di verosimiglianze TT:TC è:
a priori
1:1
(il no. di monete TT nel sacchetto è uguale al no. di monete TC)
a posteriori
16:1
(il risultato ottenuto, 4 T, è 16 volte più probabile se la moneta è TT
piuttosto che TC)
Questo metodo si può applicare anche quando il rapporto
tra le verosimiglianze a priori è diverso da 1:1
Esempio  se le monete TT sono 20 volte più numerose delle TC
La VEROSIMIGLIANZA a priori A FAVORE di TT è 20:1
La VEROSIMIGLIANZA a posteriori A FAVORE di TT è 16:1
La VEROSIMIGLIANZA GLOBALE A FAVORE di TT è
(20 x 16) : 1, cioè 320 : 1
Se, viceversa, le TT sono 20 volte meno
numerose delle TC la verosimiglianza diventa:
a priori
1(TT):20(TC)
a posteriori
16(TT):1(TC)
Globale
16(TT):20(TC)
cioè l’ipotesi che la moneta sia TC è 1.25 volte
più verosimile rispetto all’ipotesi che sia TT
Esempio 2:
abbiamo un sacchetto contenente vari tipi di monete:
• il 90% è costituito da monete perfette (hanno un
uguale probabilità di dare Testa o Croce)
• il restante 10% è costituito da monete per le quali la
probabilità di T è minore della probabilità di C. Le
monete di questo insieme differiscono tra di loro per
la probabilità di dare T, per alcune P(T) = 0.4, per altre
P(T) = 0.3 ecc.
Supponiamo di prendere a caso una moneta e di dover
stabilire se essa sia del tipo P(T) = 0.5 o P(T) < 0.5
Sulla base della numerosità tenderemo a preferire l’ipotesi
P(T) = 0.5 (le P(T) = 0.5 sono il 90%). Tuttavia il risultato di
una serie di n lanci potrebbe modificare questa preferenza
Immaginiamo di aver effettuato 6 lanci e di aver ottenuto 1T e 5C; la
probabilità di questo risultato cambia a seconda del tipo di moneta
Tipo di
moneta
PT
V a posteriori
1 T, 5 C
VPT/VPT = 0.5
0.5
0.4
0.3
0.2
0.1
0.0937
0.1866
0.3025
0.3932
0.3543
0
1
1.99
3.23
4.19
3.78
0
-
la verosimiglianza del risultato 1 T e 5 C in una serie di 6 lanci viene calcolata con la formula di Bernoulli,
dove n è il no. totale di lanci, k il no. di T ottenute, p la probabilità di ottenere T e (1-p) quella di ottenere C
Possiamo scartare l’ipotesi che la moneta sia del tipo P(T) = 0, l’ipotesi più
verosimile è che si tratti di una moneta con P(T) = 0.2, ma anche le altre
ipotesi hanno verosimiglianze piuttosto elevate. Nessuna delle ipotesi è
molto più verosimile di una qualsiasi delle altre
Possiamo valutare la verosimiglianza a favore/sfavore
dell’ipotesi moneta-perfetta prima e dopo la serie di 6
lanci
V. a priori
9:1 a favore (le monete perfette sono 9 volte più
abbondanti delle monete viziate)
V. a posteriori
4:1 a favore dell’ipotesi moneta P(T) = 0.2
Nessuno, sulla base del risultato della serie di 6
lanci, scommetterebbe una forte somma a favore di
una qualsiasi delle ipotesi
La possibilità di effettuare altri lanci consentirebbe
di acquisire maggiori informazioni e alla fine di
fare una scelta con bassa probabilità di sbagliare
Quello appena illustrato è il principio su cui si basa il
metodo dei LOD score
 La P(T) della moneta è equivalente alla
frequenza di ricombinazione tra i due loci in
esame: le monete con P(T) = 0.5 sono le coppie di
loci indipendenti, le monete con P(T) < 0.5 sono le
coppie di loci associati
 Ogni lancio corrisponde a un gamete informativo
(cioè a un figlio classificato con certezza come
originato da un gamete P o R)
Quanto deve essere la verosimiglianza a favore di
un’ipotesi per accettarla come vera?
Prima di iniziare l’esperimento si decide una soglia
che risulta un compromesso tra due esigenze opposte:
1) ridurre al minimo i casi in cui si accetta per buona
un’ipotesi che invece è sbagliata;
2) ridurre al minimo i casi in cui si lascia senza risposta
il problema in esame
Il valore della soglia dipende soprattutto da quanto
gravi sarebbero le conseguenze di una decisione errata
MAPPATURA di un LOCUS MALATTIA RISPETTO ad un
LOCUS MARCATORE con il METODO DEI LOD
SCORE, esempio di mappatura di una malattia
Autosomica Dominante :
1. reperimento delle famiglie in cui segrega la malattia;
2. costruzione dei pedigree e assegnazione del fenotipo (malato o sano)
a ciascun membro della famiglia;
3. determinazione del genotipo di tutti gli individui per il marcatore e
verifica dell’informatività delle famiglie (il genitore che trasmette la
malattia deve essere eterozigote per il locus marcatore);
4. per ciascuna famiglia conta dei gameti parentali e dei gameti
ricombinanti;
5. calcolo dei LOD score;
6. somma dei LOD score ottenuti sulle singole famiglie;
7. costruzione del grafico dei LOD score
Come si procede per calcolare i LOD score
1. calcolo della verosimiglianza a posteriori (= sulla base
del risultato osservato) per una serie di ipotesi di
linkage, cioè di valori di ricombinazione i
2. calcolo, per ciascun valore i, dell’ODD ratio (=
verosimiglianza dell’ipotesi i / verosimiglianza
dell’ipotesi di indipendenza);
3. calcolo del Logaritmo degli ODD (= LOD)
METODO DEI LOD SCORE:
3) Verifica dell’informatività delle
famiglie
La condizione minima è che il
GENITORE CHE TRASMETTE LA
MALATTIA SIA ETEROZIGOTE
PER IL LOCUS MARCATORE
MEIOSI INFORMATIVE E NON INFORMATIVE
Locus di una malattia Autosomica Dominante,
Locus del marcatore A
individuo sano
individuo malato
A) NON INFORMATIVA
Il padre, II-1, che ha trasmesso la
malattia alla figlia III-1, è
omozigote per il locus marcatore: i
suoi alleli a questo locus non
possono essere distinti
Queste famiglie non sono
mai informative
MEIOSI INFORMATIVE E NON INFORMATIVE
B) NON INFORMATIVA
La figlia ha ereditato dal padre
l’allele malattia, ma può averlo
ereditato insieme ad A1 OPPURE
insieme ad A2 (cioè, non possiamo
classificare lo spermatozoo che ha
dato origine a III-1 come Parentale o
come Ricombinante)
C) INFORMATIVA
La figlia ha ereditato dal padre
l’allele malattia INSIEME
all’allele A1 del marcatore
(cioè, lo spermatozoo che ha dato
origine a III-1 era Parentale)
I genitori delle famiglie B) e C) sono uguali, ma la famiglia B) NON
è informativa, mentre la C) lo è
MEIOSI INFORMATIVE E NON INFORMATIVE
D) INFORMATIVA
La figlia ha ereditato dal padre
l’allele malattia INSIEME all’allele
A2 del marcatore (cioè, lo spermatozoo
che ha dato origine a III-1 era
Ricombinante)
Queste famiglie sono SEMPRE
informative
Per poter classificare senza ambiguità un gamete come
parentale o ricombinante è necessario avere informazioni
su 3 generazioni
P
P
P
P
P
R
II-1 ha ricevuto dalla madre
l’allele patologico del locus
malattia E l’allele A1 del locus
marcatore: i suoi gameti P sono
quelli con le combinazioni
(A1+allele Malattia)
e
(A2+allele normale)
II-1 ha ricevuto dalla madre
l’allele malattia ma non
sappiamo se lo abbia ricevuto
insieme all’allele A1 o
all’allele A2 del marcatore
Non sappiamo quali siano i
suoi gameti P e quali gli R
Mappare due loci A e B l’uno rispetto all’altro
equivale a rispondere alla domanda:
A e B sono indipendenti? cioè θ = (1 – θ) = 0.5
oppure
A e B sono associati? cioè θ < 0.5
questa ipotesi è costituita da n ipotesi, una per
ciascuno degli n valori di ricombinazione compresi
tra 0 e 0.5
PROBLEMA: dove si trova il gene responsabile della
malattia genetica M che è una malattia
mendeliana a trasmissione Autosomica
Dominante?
Cerco di capire se esso sia vicino al locus del marcatore
A, che è un marcatore STR di cui si
conoscono vari alleli e di cui è nota la
localizzazione cromosomica
Se dimostro che il locus malattia M e il locus marcatore
A sono vicini ho individuato la regione
cromosomica in cui si trova il locus M
Per cercare di rispondere a questa domanda applichiamo il
metodo dei LOD SCORE (un metodo di Massima Verosimiglianza)
Il Risultato è rappresentato dal no. di gameti P e dal no. di
gameti R
probabilità di un gamete P = (1 – θ)
probabilità di un gamete R = θ
 tutte le ipotesi di associazione prevedono che no.P > no.R
 l’ipotesi di indipendenza prevede che no.P = no.R
METODO DEI LOD SCORE
4. conta dei gameti parentali e dei gameti
ricombinanti;
Gameti P = 5
Gameti R = 1
P
P
P
P
P
R
Metodo dei LOD SCORE  dato il Risultato R (= 5 gameti P e 1 gamete R)
1. si calcola la verosimiglianza di ciascuna ipotesi (utilizzando la formula di
Bernoulli)
2. per ciascuna ipotesi di associazione (= frequenza di ricombinazione < 0.5) si
calcola il rapporto (ODD) tra la sua verosimiglianza e quella dell’ipotesi di
indipendenza
3. si calcola il log10 dei rapporti del punto 2
IPOTESI
I 2 loci sono
indipendenti
VEROSIMIGLIANZA
0.55 x 0.51 = 0.015625
I due loci sono associati
con  = 0.4
(1-0.4)5 x 0.41 = 0.031104
0.031104/0.015625 = 1.991
0.299
I due loci sono associati
con  = 0.3
(1-0.3)5 x 0.31 = 0.050421
0.050421/0.015625 = 3.227
0.509
(1-0.2)5 x 0.21 = 0.065536
0.065536/0.015625 = 4.194
0.623
(1-0.1)5 x 0.11 = 0.059049
0.059049/0.015625 = 3.779
0.577
(1-0.05)5 x 0.051 = 0.038689
0.038689/0.015625 = 2.4761
0.394
0/0.015625 = 0
- infinito
I due loci sono associati
con  = 0.2
I due loci sono associati
con  = 0.1
I due loci sono associati
con  = 0.05
I due loci sono associati
con  = 0 (associazione
assoluta)
(1-0)5 x 01 = 0
ODD (vedi punto 2)
0.015625/0.015625 = 1
LOD
0
METODO DEI LOD SCORE
Costruzione del grafico dei LOD score (con i dati della
tabella precedente), in ascissa sono riportati i valori di θ, e
in ordinata i valori di LOD
Risultato non
conclusivo  nessuna
ipotesi raggiunge la soglia
di significatività
Bisogna cercare e studiare
altre famiglie in cui sia
presente la stessa malattia
I LOD SCORE ottenuti
sulle singole famiglie
possono essere sommati
VALORI di LOD CRITICI
(valori soglia)
LOD  + 3

Ipotesi di linkage accettata
verosimiglianza a posteriori a favore del linkage
verosimiglianza a priori che due loci siano linked (a sfavore
dell’associazione)
1000:1
1:50
verosimiglianza globale a favore dell’associazione 1000:50 (=20:1)
(P = 0.05)
LOD  - 2

Ipotesi di linkage scartata
verosimiglianza a posteriori a favore dell’indipendenza
100:1
verosimiglianza a priori a favore dell’indipendenza
50:1
verosimiglianza globale a favore dell’indipendenza
5000:1
Esempi di curve di lod score
a. Evidenza di linkage per θ = 0.23
b. Evidenza di linkage assoluto (θ = 0)
c. Linkage escluso per valori di θ <
0.12
d. Risultato non conclusivo per tutti
i valori di θ
il LOD SCORE max è quello in corrispondenza del 
osservato (0 in 1a e 1b, 0.2 in 2a e 2b) ed è tanto più
elevato quanto più grande è il no. di gameti
analizzati
(LODmax1a = 1.5) < (LODmax1b = 3);
(LODmax2a = 5) < (LODmax2b = 10);
l’aumento del no. di gameti, inoltre, migliora
l’attendibilità della stima di  (diminuisce il range di
incertezza)
In questi esempi le stime di  e i range di
compatibilità (limiti fiduciali) sono:
1a  LODmax = 1.5 per  = 0; ma poiché (LODmax –
2) = – 0.5 questa stima è compatibile perfino con
l’assenza di associazione;
1b  LODmax = 3 per  = 0; poiché (LODmax – 2) = 1
la stima ottenuta è compatibile con le frequenze di
ricombinazione comprese nel range 0-0.37;
2a  LODmax = 5 per  = 0.2; (LODmax – 2) = 3;
stima compatibile con valori compresi nel range
0.08-0.38;
2b  LODmax = 10 per  = 0.2; (LODmax – 2) = 8;
stima compatibile con valori compresi nel range
0.11-0.32
Metodo dei LOD SCORE  efficienza
Teoricamente è in grado di scoprire qualsiasi grado di linkage, ma in
pratica non è così  per scoprire gradi di associazione modesti (=
elevata frequenza di ricombinazione) è necessaria una quantità di dati
non realisticamente ottenibile
Efficienza massima per linkage assoluti  se non ci sono
ricombinanti 10 gameti informativi sono sufficienti a fornire prova
di linkage
Con 25 gameti informativi si può arrivare a dimostrare che due loci
sono linked solo se la frequenza di ricombinazione tra di essi non
supera il 10%. Se  = 0.2 sono necessari 36 gameti informativi; se  = 0.3
ne sono necessari 85
Con la mappatura genetica si può restringere la regione
in cui si trova un gene malattia a qualcosa dell’ordine
di 1-2 cM (equivalenti a 1-2 Mb)
ATTENZIONE !!!
L’associazione è tra loci e
NON tra alleli
La stessa malattia NON è
associata in tutte le famiglie
allo stesso allele del
marcatore
Nelle famiglie 1 e 2 segrega
la stessa malattia genetica,
ma mentre nella famiglia 1
essa ‘viaggia’ con l’allele 1
del marcatore, nella famiglia
2 ‘viaggia’ con l’allele 3
dello stesso marcatore
Quando si mappa un gene malattia bisogna
fare attenzione alla possibilità di
classificare come sani individui che sono in
realtà ‘malati’ (penetranza incompleta e/o
insorgenza tardiva)  classificazione errata
di gameti P e R
Inoltre se la malattia presenta eterogeneità
genetica di locus prima di mettere insieme
dati provenienti da famiglie diverse
bisogna accertarsi che in tutte le famiglie la
malattia abbia la stessa causa genetica
Con il metodo dei LOD SCORE si producono gruppi
di associazione (o di sintenia). L’assegnazione ad un
particolare cromosoma è possibile solo se almeno un
marcatore del gruppo di associazione è stato
assegnato ad uno specifico cromosoma (problema che
oggi non si verifica più)
Primi studi di mappatura genetica nell’uomo  anni ‘60-70
per molti anni risultati molto modesti: scarsità di siti polimorfici
 ABO - adenilatochinasi
 ABO - sindrome unghia-rotula
 Duffy - cataratta congenita
 Rh - ellissocitosi
 Colinesterasi - transferrina
 Lutheran - secretore
 G6PD - emofilia
 G6PD - daltonismo
Anni ‘80 scoperta di marcatori analizzabili a livello di DNA (RFLP
prima e STR poi) e coordinamento di vari gruppi a livello
internazionale
Famiglie CEPH = Centre pour l’Etude du Polymorphisme Humaine
Costruzione di una mappa marcatore-marcatore
dell’intero genoma
Le mappe genetiche e le mappe fisiche sono
sovrapponibili?
Sì, per quanto riguarda l’ordine dei geni lungo i
cromosomi
No, per quanto riguarda la distanza che li
separa
Gli eventi di crossing-over non si
distribuiscono in modo uniforme lungo i
cromosomi: esistono zone ‘calde’ di
ricombinazione (HSR = Hot Spot of
Recombination), inoltre la frequenza dei
crossing-over è più elevata nelle meiosi
femminili che in quelle maschili
Mappa
fisica e
genetica del
cromosoma
13 umano
nel maschio
e nella
femmina
Mappe genetiche ottenute con
meiosi femminili (in rosso) e
maschili (in azzurro) e mappa
fisica del cromosoma 18
Il marcatore ideale per studi di mappatura genetica
deve essere:

altamente polimorfico;

analizzabile con una tecnica semplice e a basso
costo;

analizzabile su un materiale biologico
facilmente prelevabile;
Marcatori ideali sono STR (Simple Tandem Repeats)
(hanno molti alleli e quindi elevati tassi di eterozigosità)
e
SNP (Single Nucleotide Polymorphism) (attualmente,
grazie a tecniche automatizzate, se ne possono analizzare varie
migliaia contemporaneamente e in tempi brevi)
Perché ci interessa mappare i geni?
1) interesse di tipo evolutivo
2) applicazioni pratiche
a. il restringimento della regione cromosomica in cui mappa un
gene-malattia costituisce il primo passo per la sua
identificazione e il suo clonaggio
b. l’individuazione della regione in cui mappa un gene-malattia ed
il linkage con altri marcatori trova un’immediata applicazione
nella consulenza genetica indiretta (diagnosi prenatale, diagnosi
presintomatica, diagnosi dello stato di portatore), che è l’unica
possibile quando non sia stato clonato il gene-malattia o nelle
famiglie in cui non si sia individuata la mutazione patologica
1
2
3
4
5
Identificazione
di genimalattia
attraverso la
strategia del
clonaggio
posizionale
Oggi è possibile passare direttamente
dalla fase 1) alla fase 3)
Geni presenti in una regione di 500 kb del
cromosoma 6 umano (6p21.1)
Come si stabilisce l’ordine di priorità?
Funzione appropriata
esempi rodopsina per la retinite pigmentosa; fibrillina
per la sindrome di Marfan
Espressione spazio-temporale appropriata
esempi o  i geni le cui mutazioni determinano difetti del
tubo neurale devono essere espressi in questa struttura
prima della sua chiusura
Omologie e relazioni funzionali con geni noti e di cui
si conoscono mutazioni patologiche
esempio  ligando e suo recettore; componenti di una
stessa via metabolica
Omologie con fenotipi simili in organismi modello
DIAGNOSI GENETICA
Diretta  viene studiato il gene responsabile della
malattia, è possibile solo se il gene è stato clonato e
se ne conoscono le mutazioni patologiche
Indiretta  viene utilizzata quando non si conosce il
gene malattia o quando la ricerca diretta delle
mutazioni ha dato esito negativo. Deve essere nota
la localizzazione del gene e si devono conoscere dei
marcatori strettamente associati al gene (= che
ricombinano raramente con il gene malattia). Può
essere applicata a malattie a trasmissione AD, AR e
X-linked. Il problema principale è rappresentato da
diagnosi errate dovute alla ricombinazione.
come si procede nella
diagnosi genetica INDIRETTA
1. si cerca un marcatore informativo nella
specifica famiglia in modo tale da poter
distinguere i due cromosomi omologhi
del/i genitore/i che potrebbe(ro) trasmettere
la malattia
2. si determina la fase di associazione tra
l’allele-marcatore e l’allele malattia;
3. si determina quale cromosoma sia stato
trasmesso al probando
Diagnosi genetica indiretta per una malattia
Autosomica Dominante, la diagnosi è soggetta ad un
errore la cui grandezza dipende dalla frequenza di
ricombinazione tra locus marcatore e locus malattia
L’analisi di un marcatore a monte del locus malattia
e di uno a valle permette di stabilire se si siano
verificati eventi di ricombinazione: si diminuisce la
probabilità di diagnosi errate
OMIM = Online Mendelian Inheritance in Man
Versione online del catalogo dei fenotipi
mendeliani umani (la ‘Bibbia’ dei genetisti medici)
edito in versione cartacea fin dal 1966 a cura di
Victor McKusick (sei edizioni: la prima nel 1966,
l’ultima nel 1998)
E’ un compendio dei geni e dei fenotipi umani
Contiene informazioni su > 13000 geni e su tutte le
malattie e i fenotipi mendeliani noti
Ogni voce (‘entry’) è contrassegnata da un
numero a sei cifre preceduto da un simbolo
il significato della prima cifra:
1..... e 2..... ‘entries’ create prima del 15/05/1994
riguardanti loci o fenotipi autosomici
3.....
‘entries’ riguardanti loci o fenotipi Xlinked
4.....
‘entries’ di loci o fenotipi Y-linked
5.....
‘entries’ di loci o fenotipi mitocondriali
6.....
‘entries’ di loci o fenotipi autosomici
creati dopo il 15/05/1994
il significato del simbolo che precede il numero:
*
gene
#
fenotipo
+
gene a sequenza nota + fenotipo
%
fenotipo mendeliano a base molecolare nota
no simbolo
fenotipo a sospetta (ma non confermata)
eredità mendeliana
Per ogni gene o carattere il database
fornisce numerose informazioni sia
cliniche che genetico-molecolari , una
serie di ‘link’ ad altri siti e un’ampia
bibliografia