3 Eigene Untersuchungen
3.3 Analyse des Erbgangs für dilatative Kardiomyopathie mittels komplexer
3.3.1 Einleitung
Da eine erbliche Komponente für die Prävalenz der DCM bei Irischen Wolfshunden nachgewiesen wurde (siehe Kapitel 3.2), soll die folgende Untersuchung zur Klärung der Art des Erbgangs beitragen. Die bisher mittels Stammbaumanalysen und einfacher Segregationsanalysen durchgeführten Analysen erbrachten keine insbesondere Hinweise darauf liefern, ob ein Einzelgen am Auftreten von DCM bei
ischen Wolfshunden beteiligt ist.
Kardiomyopathie bei Irischen lfshunden mittels komplexer Segregationsanalysen u klären.
3.3.2 Mat
Für die komp untersuchte Irische
Wolfshunde a Varianzanalyse zur
Verfügung st ere von einer DCM
betroffen waren. Um möglichst viele Tiere mit kardiologischen Untersuchungen in Pedigrees verbinden zu können, wurden weitere Irische Wolfshunde ohne kardiologische Untersuchungen in das Datenmaterial aufgenommen. Somit umfasste das gesamte Pedigree 2203 Tiere. Die kardiologisch untersuchten Irischen Wolfshunde setzten sich aus 376 Rüden und 502 Hündinnen zusammen. Diese Hunde wurden in 147 Zwingern gezüchtet und stammten von 220 Rüden und 413 Hündinnen ab. Aufgrund der Komplexität der Pedigrees wurden im Anhang nur Teilausschnitte der verwendeten Pedigrees dargestellt. Weitergehende Informationen bezüglich des Geschlechts, des Geburtsjahres und -monats, des Herkunftslands des Zwingers und des Inzuchtkoeffizienten sind in Tabelle 34 dargestellt.
schlüssigen Ergebnisse (siehe Kapitel 2.2.9). Eine Aufklärung des Erbgangs kann Ir
Das Ziel der vorliegenden Untersuchung ist es deshalb, den Erbgang der dilatativen Wo
z
erial und Methoden
lexe Segregationsanalyse wurden 878 auf DCM ufgrund ihrer Familienstruktur aus den für die ehenden Tieren ausgewählt von denen 227 Ti
88 Eigene Untersuchungen
Tabelle 34: Verteilung (%) von Irischen Wolfshunden (n = 878) nach
s Zwingers und Inzuchtkoeffizient Fakto
ffene Tiere
n DCM erkrankte Tiere
27) Untersuchungsergebnis auf DCM für Geschlecht, Geburtsjahr, Geburtsmonat, Herkunftsland de
Die Berechnung der Inzuchtkoeffizienten erfolgte mit Hilfe der Prozedur INBREED von SAS, Version 9.1.2, und schloss alle bekannten Ahnen (bis zu 15 Generationen) mit ein.
Die Erbgänge wurden mittels regressiver Logit-Modelle (BONNEY 1986, S.A.G.E., Version 3.0) getestet. Da die Pedigrees eine zufällige Stichprobe von Irischen Wolfshunden darstellten und nicht von bestimmten Erkrankungsfällen zum Aufbau der Pedigrees ausgegangen wurde, war eine Korrektur auf die Art der Erhebung
Eigene Untersuchungen 89
(ascertainment correction) nicht notwendig (S.A.G.E. 1997). Die Auswertung der DCM erfolgte als binäres Merkmal, wobei 0 für Tiere ohne Anzeichen einer DCM und 1 für Tiere mit DCM verwendet wurde. Alle Ergebnisse der verschiedenen Modelle wurden mittels verschiedener Startwerte der zu schätzenden Parameter ermittelt.
Weil sich die DCM der Irischen Wolfshunde häufig erst im höheren Alter zeigt und sich das Alter der letzten Untersuchung bzw. das Alter zum Zeitpunkt der Diagnose der DCM in der Varianzanalyse als signifikant herausstellte (siehe Kapitel 3.2.3.1), wurde in alle Modelle das Alter bei der letzten Untersuchung bei Hunden ohne DCM bzw. das Alter bei der Diagnose einer DCM als lineare Kovariable einbezogen. Die folgenden Hypothesen (H0) für die Erbgänge wurden somit unter der Einbeziehung des Untersuchungsalters als lineare Kovariable getestet:
H0: Nur eine zufallsbedingte Umweltstreuung und keine genetischen Effekte (µ-Modell)
H0: Zwei phänotypische Streuungen für männliche und weibliche Hunde (µmännlich und µweiblich)
H0: Monogenes Modell mit zwei Allelen im Hardy-Weinberg Gleichgewicht mit geschlechtsabhängigen Alleleffekten (Mendelsche Vererbung) und
- rezessiver geschlechtsabhängiger Genwirkung - dominanter geschlechtsabhängiger Genwirkung - willkürlicher geschlechtsabhängiger Genwirkung
90 Eigene Untersuchungen
H0: Polygenes Modell mit unterschiedlicher phänotypischer Streuung für männliche und weibliche Tiere
- der Elterneffekt wurde auf 4 verschiedene Arten getestet:
Typ 1: Effekte für betroffene Eltern
Typ 3: Effekte für betroffene Väter und betroffene Mütter Typ 5: Effekte für nicht betroffene und betroffene Eltern
Typ 7: Effekte für nicht betroffene und betroffene Väter sowie betroffene und nicht betroffene Mütter
Der Effekt des Paarungspartners wurde bei den Modellen entsprechend dem Elterneffekt modelliert.
H0: Gemischtes Modell (polygene Komponente und ein unabhängiger Hauptgenort mit zwei Allelen im Hardy-Weinberg Gleichgewicht) mit
- rezessiver geschlechtsabhängiger Hauptgenwirkung - dominanter geschlechtsabhängiger Hauptgenwirkung - willkürlicher geschlechtsabhängiger Hauptgenwirkung
0: gemischtes Hauptgenmodell mit zusätzlichem Effekt der Kovariablen:
- Geburtsjahr - Geburtsmonat
- Herkunftsland des Geburtszwingers - Inzuchtkoeffizient
ittels Likelihood Ratio Tests (LRT) wurden die Erbgangshypothesen überprüft. Als eferenz wurde ein saturiertes (allgemeines) Modell gewählt, das keine Restriktionen er Schätzparameter enthielt, und somit die Daten am besten erklärte. Nur Modelle, ie sich nicht signifikant vom allgemeinen Modell unterscheiden, kommen als
rbgangshypothesen in Betracht. Damit soll ausgeschlossen werden, dass Modelle ngenommen werden, die durch weitere, eventuell unbekannte Faktoren die
treuung der Daten besser erklären könnten als das beste verwendete Modell. Für ie Berechnung der Teststatistiken werden die mit –2 multiplizierten log Likelihoods (-H
Eigene Untersuchungen 91
2 LN) der jeweiligen Modelle verwendet. Da die Differenz der –2 LN asymptotisch
der Diffe der
odellanpassung er ie eit de de n rch die n
glichenen M n u ngig geschätzten Pa bestimmt. Wenn für den Modellvergleich unter dem
t von p = 0,0 t, w s t r An der z
m gr n M m el unkt rklä
em kleineren Wert des Maximums der Likelihood-Funktion wird deswegen nskriterium nach AKAIKE (1974) (AIC) s zusätzliches iteriu wendet, um das Modell mit der geringsten
Schätzparam ern u r b n g de ten M
ln. Das AIC gibt sich aus dem mit minus zwei multiplizierten log verwendeter unabhängiger Parameter
ird. Das Mod de g C ie be Anp
Daten mit der geringste zah ar . , die Ve m saturierten Modell mittels des LRT nicht a h erde önn s
möglich angenomme rde n dur da
nur zur Differenzierung von zwei alternativen Modellen mit unterschiedlicher Anzahl von Parametern eingesetzt pothese nicht ausgeschlossen werden kann.
3.3.3 Ergebnisse
Mittels des LRT konnten odell d n meh ren p pi
en ausgeschlo en w da h ant v sat M
den (Tabelle . Da s e nifik en E a
, wurde es die n e elle it ein en
it ei esc a en E kt führte im Vergleich zu den n zu einer signifikant besseren Anpassung an die Daten.
t wiesen Werte auf, die einen signifikant rößeren Anteil an Varianzen erklärten als Modelle mit rezessivem oder dominantem einer χ2-Verteilung folgen, kann anhand ihrer Verteilung und unter Berücksichtigung
renz der Freiheitsgrade die Berechnung der Signifikanz
M folgen. D
Grenzwer 5 lieg ird ein ignifikan größere teil Varian durch das Modell mit de
mit d
ößere aximu der Lik ihood-F ion e rt. Das Modell abgelehnt (ELSTON 1981). Das Informatio
wurde al Kr m ver
Anzahl von et nd de esten A passun r Da an das odell
zu ermitte er
Likelihood, zu dem die doppelte Anzahl
addiert w ell mit m gerin sten AI zeigt d ste assung an die n An l von P ametern Modelle im rgleich it dem usgesc lossen w n k en, müs en als n we n. Sie könne auch ch s AIC nicht ausgeschlossen werden, denn das AIC kann
werden, falls mehr als eine getestete Hy
M e mit le iglich ei em oder re hänoty schen Verteilung ss erden, sie sic signifik om urierten odell unterschie 35) das Ge chlecht inen sig ant influss uf die DCM hatte in weitere getest ten Mod m bezog . Ein Hauptgenmodell m nem g hlechts bhängig ffe
übrigen getesteten Modelle
Modelle mit willkürlichem Hauptgeneffek g
92 Eigene Untersuchungen
Hauptgeneffekt. Wurden die Effekte von betroffenen und nicht betroffenen Vätern Parameter
des Mod
Geburtsmo chtkoeffizient konnte dieses
estätigt w ab ). rin –2 ho wurde r
enmodell m Familienoption 7, willkürlichen genetischen Effekten für die monogene Komponente und unter der Einbeziehung der Kovariablen
urtsm , He tsland des Zwingers und Inzuchtkoeffizient en. Das AIC war für dieses gemischt monogen-polygene Modell ebenfalls am
s Mo rklär it re von in
enden Stichprobe am besten.
sowie betroffenen und nicht betroffenen Müttern getrennt betrachtet, so führte diese isierung der polygenen Komponente zu einer wesentlichen Verbesserung ells. Auch unter der Einbeziehung der Kovariablen Geburtsjahr,
nat, Herkunftsland des Zwingers und Inzu Ergebnis b
das Hauptg
erden (T it der
elle 36 Das ge gste log Likeli od fü
Geburtsjahr, Geb gefund
onat rkunf niedrigsten. Diese
Wolfshunde umfass
dell e te som die Seg gation DCM der 878 Irische
Eigene Untersuchungen 93
Tabelle 35: Segregationsanalyse mit regressiven Logit-Modellen für die Prävalenz von DCM unter Berücksichtigung der Effekte von Geschlecht und Alter Getestete
µ + Geschlecht+ Alter + Monogenes Modell
rezessiv ja nein 1082,1 1094,1 11 56,70 < 0,001
dominant ja nein 1055,3 1067,3 11 29,80 0,001
willkürlich ja nein 1054,6 1070,6 9 29,00 < 0,001 µ+ Geschlecht + Alter + Polygenes Modell
nein Typ 1 1066,6 1076,6 12 40,90 < 0,001 nein Typ 3 1057,1 1069,1 11 31,30 < 0,001 nein Typ 5 1064,9 1078,9 10 39,00 0,015 polygen
nein Typ 7 1044,1 1062,1 8 19,00 < 0,001 µ+ Geschlecht + Alter + Gemischtes Modell
rezessiv ja Typ 1 1062,1 1078,1 9 36,99 0,007
Typ 1: Effekte für betroffene Eltern
Typ 3: Effekte für betroffene Väter und betroffene Mütter Typ 5: Effekte für nicht betroffene und betroffene Eltern
Typ 7: Effekte für nicht betroffene und betroffene Väter sowie betroffene und nicht betroffene Mütter
94 Eigene Untersuchungen
Tabelle 36: Segregationsanalyse mit regressiven Logit-Modellen für die Prävalenz von DCM unter Berücksichtigung der Effekte von Geschlecht und Alter sowie der Kovariablen Geburtsjahr, Geburtsmonat, Herkunftsland des Zwingers und Inzuchtkoeffizient (Kovariable)
Getestete
µ+ Geschlecht + Alter + Monogenes Modell + Kovariable
rezessiv ja nein 1040,6 1070,6 12 42,70 < 0,001
dominant ja nein 1023,2 1053,2 12 26,10 0,010
willkürlich ja nein 1019,6 1053,6 10 22,49 0,013
µ + Geschlecht + Alter + Polygenes Modell + Kovariable
nein Typ 1 1038,8 1066,8 13 41,68 < 0,001 nein Typ 3 1026,4 1056,4 12 29,27 0,004 nein Typ 5 1037,4 1069,4 11 40,26 < 0,001 polygen
nein Typ 7 1013,7 1049,7 9 16,55 0,056 µ+ Geschlecht + Alter + Gemischtes Modell + Kovariable
ja Typ 1 1011,1 1049,1 8 13,94 0,083
Typ 1: Effekte für betroffene Eltern
Typ 3: Effekte für betroffene Väter und betroffene Mütter Typ 5: Effekte für nicht betroffene und betroffene Eltern
Typ 7: Effekte für nicht betroffene und betroffene Väter sowie betroffene und nicht betroffene Mütter
Eigene Untersuchungen 95
3.3.4 Diskussion
Die Ergebnisse der Segregationsanalyse zeigten, dass ein gemischt monogen-polygenes Hauptgenmodell mit geschlechtsabhängiger Ausprägung des Hauptgeneffekts die Segregation von DCM in den hier untersuchten Pedigrees Irischer Wolfshunde am besten erklärt. Ein Erbgang für die Prävalenz von DCM bei Irischen Wolfshunden wurde bislang noch nicht beschrieben. Bei Neufundländern wurde ein monogen autosomal dominanter Erbgang für die DCM als der wahrscheinlichste angenommen (DUKES-MCEWAN u. JACKSON 2002), jedoch
Anteil der rävalenz von DCM, so dass Modelle ohne genetische Effekte ausgeschlossen werden konnten. Die Ergebnisse der Segregationsanalysen legen damit nahe, dass an der DCM ein Hauptgenort und modifizierende polygene Effekte beteiligt sind. Die Signifikanz der polygenen Komponente lässt vermuten, dass entweder viele weitere Genorte mit jeweils geringem Einfluss auf die Entwicklung der DCM von Bedeutung sind oder dass eine kleinere Anzahl von Genen mit größeren Effekten eine Rolle für das Auftreten der DCM spielt. Eine weitere Differenzierung hinsichtlich der Anzahl der verantwortlichen Genorte mittels komplexer Segregationsanalysen ist kaum möglich, da die Anzahl der zu testenden Hypothesen zu umfangreich wird, um noch eine statistische Signifikanz zu erreichen. Mit dieser Untersuchung konnte erstmals ein Erbgang für DCM mittels Segregationsanalysen nachgewiesen werden und somit die vermutete genetische Basis von DCM für den Irischen Wolfshund eindeutig aufgezeigt werden. Die Ergebnisse dieser Studie zeigen somit auch, dass weitere molekulargenetische Arbeiten zur Identifikation der für DCM verantwortlichen Gene beim Irischen Wolfshund erfolgversprechend sind.
wurden keine komplexeren Erbgänge in Erwägung gezogen. Für die juvenile Form der DCM bei Portugiesischen Wasserhunden erschien hingegen ein autosomal rezessiver Erbgang mittels einfachen Segregationsanalysen als plausibel (ALROY et al. 2000, SLEEPER et al. 2002). Dass auch bei Hunden ähnlich wie beim Menschen verschiedene genetische Formen der DCM vorliegen, lassen Stammbaumanalysen vermuten, da bei Doggen ein X-chromosomal rezessiver Erbgang als am wahrscheinlichsten angesehen wurde (MEURS et al. 2001b). In der vorliegenden Untersuchung erklärten umweltbedingte Einflüsse nur einen geringen
P
96 Schlussfolgerung