MAPPATURA GENETICA Costruzione di mappe in cui viene riportata la posizione relativa dei geni e la distanza tra di essi. Vengono costruite attraverso la.

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1 MAPPATURA GENETICA Costruzione di mappe in cui viene riportata la posizione relativa dei geni e la distanza tra di essi. Vengono costruite attraverso la stima delle frequenze di ricombinazione

2 Vengono definiti Parentali (P) i gameti prodotti da un individuo x che hanno la stessa combinazione allelica di quelli attraverso i quali l’individuo ha avuto origine, vengono invece definiti Ricombinanti (R) i gameti con una combinazione allelica diversa da quella dei gameti da cui x ha avuto origine A, b a, B Aa Bb Zigote x Individuo x adulto Insieme dei gameti prodotti da x AbaB ABab Gameti PGameti R

3 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 = gameti Ab > no.gameti ab = no.gameti AB no. gameti P (aB + Ab) > no. gameti R (ab + AB) Riferendoci all’individuo della precedente diapositiva, ci aspettiamo che:

4 IMPORTANTE!!! La classificazione dei gameti in Parentali e Ricombinanti è possibile anche quando i geni si trovano su cromosomi diversi

5 11 2 2 A ab B 1 A 1 a 2 B 2 b 12 b 1 a 2 B A 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 Gameti PGameti R

6 Aa B b 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 B a b a B A b B A b a solo gameti P (prodotti da un doppio eterozigote in fase cis) solo gameti P (prodotti da un doppio eterozigote in fase trans)

7 A b a B A B a b A b a B A B a b A b a B A B a 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 gameti R (da un doppio eterozigote in fase cis) gameti P (da un doppio eterozigote in fase cis) gameti R (da un doppio eterozigote in fase trans) gameti P (da un doppio eterozigote in fase trans)

8 MAPPATURA GENETICA La costruzione delle mappe genetiche è possibile perché:  i geni sono disposti linearmente lungo il cromosoma  il loro ordine è lo stesso in tutti gli individui della stessa specie  la probabilità che tra due loci avvenga un crossing over dipende (anche) dalla distanza che li separa

9 La probabilità che tra due loci avvenga un crossing-over è tanto più elevata tanto più i loci sono distanti

10 Come possiamo sapere quante volte tra due loci, A e B, avviene un crossing over? Un crossing-over può essere evidenziato solo nelle meiosi di individui doppi eterozigoti (= eterozigoti sia al locus A che al locus B), 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

11 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

12 BB VgVg tipo selvatico (corpo grigio e ali normali) bb vgvg doppio mutante (corpo nero e ali vestigiali) P Tutti con corpo grigio e ali normali nati dall’unione di un oocita (B,Vg) con uno spermatozoo (b,vg) Consideriamo i due loci di Drosophila melanogaster che controllano il colore del corpo (b = corpo di colore nero, B = allele selvatico, corpo grigio) e la forma delle ali (vg = ali vestigiali Vg = allele selvatico, ali normali) P

13 Bb Vgvg (BVg/bvg) tipo selvatico (corpo grigio e ali normali) bb vgvg doppio mutante (corpo nero e ali vestigiali) Incrociamo un Bb Vgvg con un soggetto doppio recessivo (test cross): F1F1 Bb Vgvg selvatico Bb vgvg grigio vestigiali bb Vgvg nero normali bb vgvg nero vestigiali 1200 TOTALI 389198216397 otteniamo la seguente progenie Invece degli attesi 300:300:300:300 in base all’assortimento indipendente

14 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 Aa Bb aa bb Aa Bb aa bb

15 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

16 METODO DI MASSIMA VEROSIMIGLIANZA (ML = Maximum Likelihood) 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

17 Secondo i metodi di massima verosimiglianza (in inglese Maximum Likelihood, ML) 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). Se una delle ipotesi risulta molto più verosimile (quanto?) delle altre, la si considera l’ipotesi giusta

18 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)

19 Esempio: 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 estraiamo senza poterla guardare ma effettuando una serie di 4 lanci

20 possibili risultati della serie di 4 lanci e loro probabilità nel caso in cui la moneta sia: TTTCCC 4 T 11/16 0 3 T, 1 C 04/16 0 2 T, 2 C 06/16 0 1 T, 3 C 04/16 0 4 C 01/16 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 1 la Verosimiglianza di TC è1/16 la Verosimiglianza di CC è 0 L’ipotesi TT è 16 volte più verosimile dell’ipotesi TC

21 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

22 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

23 Se, viceversa, le TT sono 20 volte meno numerose delle TC la verosimiglianza diventa: a priori1(TT):20(TC) a posteriori16(TT):1(TC) Globale16(TT):20(TC) cioè l’ipotesi che la moneta sia TC è 1.25 volte più verosimile rispetto all’ipotesi che sia TT

24 Esempio: 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

25 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 P T V a posteriori 1 T, 5 C V PT /V PT = 0.5 0.5 0.4 0.3 0.2 0.1 0 0.0937 0.1866 0.3025 0.3932 0.3543 0 1 1.99 3.23 4.19 3.78 -  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

26 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 a favore dell’ipotesi moneta P(T) = 0.2 (ma solo di 4 volte rispetto all’ipotesi P(T) = 0.5) V. globale9:4 a favore di P(T) = 0.5

27 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

28 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 una meiosi informativa (cioè a un figlio classificato con certezza come originato da un gamete P o R)

29 Il metodo dei LOD SCORE ci consente di mappare due loci A e B l’uno rispetto all’altro, cioè ci consente di rispondere alla domanda: A e B sono indipendenti? cioè θ = (1 – θ) = 0.5 (moneta perfetta) oppure A e B sono associati? cioè θ < 0.5 (moneta viziata) questa ipotesi è costituita da n ipotesi, una per ciascuno degli n valori compresi tra 0 e 0.5 (le monete viziate non sono tutte uguali)

30 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

31 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 per ciascuna famiglia; 6.somma dei LOD score ottenuti sulle singole famiglie; 7.costruzione del grafico dei LOD score

32 La condizione minima è che il GENITORE CHE TRASMETTE LA MALATTIA (e che quindi è eterozigote al locus-malattia) SIA ETEROZIGOTE ANCHE AL LOCUS MARCATORE METODO DEI LOD SCORE: 3) Verifica dell’informatività delle famiglie

33 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

34 MEIOSI INFORMATIVE E NON INFORMATIVE 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) C) INFORMATIVA I genitori delle famiglie B) e C) sono uguali, ma la famiglia B) NON è informativa, mentre la C) lo è 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) B) NON INFORMATIVA

35 MEIOSI INFORMATIVE E NON INFORMATIVE 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 D) INFORMATIVA

36 P P P P P R METODO DEI LOD SCORE 4. conta dei gameti parentali e dei gameti ricombinanti; Gameti P = 5 Gameti R = 1

37 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

38 a)sulla base del risultato osservato si calcola la verosimiglianza dell’ipotesi di indipendenza e quella di una serie di ipotesi di linkage, cioè di valori di ricombinazione  i. Questo calcolo viene fatto utilizzando la formula di Bernoulli b)per ciascuna ipotesi di linkage si calcola l’ODD ratio (= V dell’ipotesi  i / V dell’ipotesi di indipendenza); c)calcolo del Logaritmo di ciascun ODD (= LOD) METODO DEI LOD SCORE: 4) Calcolo dei LOD SCORE per le singole famiglie

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40 Esempio di calcolo per la famiglia del pedigree (a fase nota)  00.050.10.1670.20.30.40.5 ODD02.4763.7994.2874.1943.2271.9911 LOD Z -Infinito0.3940.5770.6320.6230.5090.2990 [(1- θ) 5 θ 1 ] 0.5 6 Risultato non conclusivo

41 Esempio di calcolo per la famiglia del pedigree (a fase sconosciuta) ½ [(1- θ) 5 θ 1 ] + ½ [(1- θ) 1 θ 5 ]  00.050.10.1670.20.30.40.5 ODD01.2381.8892.1472.1051.6681.1921 LOD Z -Infinito0.0930.2760.3310.3230.2220.0760

42 Risultato non conclusivo Bisogna cercare e studiare altre famiglie in cui sia presente la stessa malattia I LOD SCORE ottenuti sulle singole famiglie possono essere sommati

43 VALORI di LOD CRITICI (valori soglia) LOD  + 3  Ipotesi di linkage accettata verosimiglianza a posteriori a favore del linkage1000:1 verosimiglianza a priori che due loci siano linked (a sfavore dell’associazione) 1:50 verosimiglianza globale a favore dell’associazione1000:50 (=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’indipendenza50:1 verosimiglianza globale a favore dell’indipendenza 5000:1

44 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

45 Ambito di incertezza della stima di θ ( frequenza di ricombinazione )

46 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)

47 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

48 Per il calcolo dei LOD SCORE vengono utilizzati programmi informatici  molto spesso le famiglie umane non sono così ‘ideali’ come quella che abbiamo appena visto

49 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

50 Nel genoma umano blocchi aplotipici sono separati da HSR

51 Mappe genetiche ottenute con meiosi femminili (in rosso) e maschili (in azzurro) e mappa fisica del cromosoma 18

52 Il no. di crossing over varia tra individui e tra gameti dello stesso individuo

53 Che relazione c’è tra frazione di ricombinazione e distanza genetica? Le frequenze di ricombinazione non sono additive Frequenza di ricombinazione max 0.5 Unità di mappa cM

54 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 reperibile; Marcatori ideali sono STR (Simple Tandem Repeats) e SNP (Single Nucleotide Polymorphism)

55 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) o viceversa (fenocopie)  classificazione errata di gameti P e R

56 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

57 E se questo non è possibile? Mappatura in singole famiglie con molti individui alla ricerca di aplotipi ‘condivisi’

58 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

59 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

60 Analisi di linkage multipoint Il programma LINKMAP ricava la posizione del locus- malattia calcolando la probabilità complessiva dei dati variando la posizione del locus della malattia rispetto alla griglia dei marcatori

61 L’analisi di linkage è un’analisi parametrica  richiede un preciso modello genetico  una serie di parametri devono essere noti:  modalità di trasmissione  frequenza della malattia e degli alleli del marcatore  penetranza  frequenza mutazione (sia del locus malattia che del locus marcatore)  presenza di fenocopie  presenza di eterogeneità genetica

62 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 b.l’individuazione della regione cromosomica 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

63 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

64 DIAGNOSI GENETICA 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

65 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

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67 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

68 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

69 Diagnosi genetica indiretta per malattia X-linked recessiva III-2 non è portatrice, lo sarebbe se si fosse verificato un doppio crossing-over  evento estremamente improbabile

70 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 > 13 000 geni e su tutte le malattie e i fenotipi mendeliani noti

71 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 X-linked 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

72 il significato del simbolo che precede il numero: *gene #fenotipo +gene a sequenza nota + fenotipo %fenotipo mendeliano a base molecolare nota no simbolofenotipo a sospetta (ma non confermata) eredità mendeliana Esempi relativi alla CF (= Cystic Fibrosis) Il gene*602421 La malattia 1 (CF)#219700 La malattia 2 (CBAVD)#277180

73 Per ogni gene il database fornisce numerose informazioni sia cliniche che genetico-molecolari, una serie di ‘link’ ad altri siti e un’ampia bibliografia