Парадокс генетической уникальности Парадокс генетического разнообразия Парадокс размытости фенотипов Парадокс контрольной группы Парадокс суммирования баллов генетического риска Парадокс множественных сравнений Парадокс обратной вероятности («заблуждение обвинителя») P-значение – величайшее статистическое заблуждение FDA предупреждает и обвиняет: генетическое тестирование научно не обосновано

1. Круглый стол:
Парадоксы геномной медицины
Хромов-Борисов Н.Н.1, Рубанович А.В.2
1Российский НИИ травматологии и ортопедии имени Р.Р. Вредена,
Санкт-Петербург
2Институт общей генетики им. Н.И. Вавилова РАН, Москва, Россия
+7 952 204 8949
+7 921 449 2905
Nikita.KhromovBorisov@gmail.com
КОНГРЕСС
МОЛЕКУЛЯРНЫЕ ОСНОВЫ КЛИНИЧЕСКОЙ МЕДИЦИНЫ –
ВОЗМОЖНОЕ И РЕАЛЬНОЕ
26 — 28 марта 2015, Санкт-Петербург, Россия

2. 9th International Congress of Human Genetics 18-23 August
1996. Rio de Janeiro, Brazil
2

3. • Наука не всесильна, и ее прогресс
обусловлен осознанием и признанием ее
принципиальных запретов, иллюзий,
скрытых ловушек и парадоксов.
3

4. Парадокс генетической уникальности
• Каждый человек генетически уникален - различаются
даже монозиготные близнецы.
• Поэтому мечты об индивидуализированной геномной
медицине разбиваются о методологию клинических
исследований, потому что практически невозможно
доказать, что конкретно данному пациенту с
уникальным генотипом помогло именно данное
персонально подобранное средство или способ
лечения.
• Для этого требуется сравнивать большие выборки
генотипически одинаковых субъектов («чистых
линий») с данной болезнью и без нее.
4

5. Парадокс генетического разнообразия
• Типы генетического полиморфизма у человека
разнообразны (SNP, CNV и проч.), и число вариантов
последовательностей ДНК (аллелей) исчисляется
миллионами, а число их возможных комбинаций
(генотипов) явно превышает численность населения
Земли (7,26 млрд. человек).
• В таком случае статистическая значимость выявляемых
«генетических ассоциаций» слишком часто будет
ложной.
• В статистике это явление известно как «парадокс
Фридмана».
5

6. Парадокс размытости фенотипов
• Фенотипы с низко пенетрантным плейотропным
полигенным наследованием плохо различимы.
• Если у человека в данный момент болезнь
отсутствует, это не означает, что она никогда у
него не проявится.
• Если человек ведет сидячий образ жизни, это не
означает, что он потенциально не
предрасположен к высоким спортивным
достижениям.
6

7. Парадокс контрольной группы
• Из-за размытости фенотипов в геномной медицине «контрольная
группа» часто является смесью (в неизвестных пропорциях)
субъектов без болезни (или без склонности к талантам) и субъектов с
еще не проявившейся болезнью (или талантом).
• Это означает, что выборки формируются не по схеме «случаи-
контроли», а по схеме «случаи-когорта», и к ним нужно применять
принципиально иные процедуры статистического моделирования и
анализа.
• В качестве контрольной группы нередко отбирают доноров, и в их
выборках часто наблюдается отклонение от равновесия Харди-
Вайнберга (РХВ).
• В частности мы обнаружили такие отклонения в считавшихся
бесспорными классических работах о связи групп крови системы
АВ0 с болезнями, и именно из-за этого выявляемые связи на
поверку оказываются иллюзорными.
7

8. Edgren G, Hjalgrim H., Rostgaard K., Norda R, Wikman A, Melbye M., Nyré O.
Risk of gastric cancer and peptic ulcers in relation to AB0 blood type: a cohort study
Am. J. Epidemiol., 2010. – Vol. 72. – P. 1280–1285
Группа крови
Доноры Cрак желудка
N f с 99% ДИ Причина N f с 99% ДИ
A 478633 0,4380,4400,441 Дефицит 331 0,410,470,52
AB 57904 0,05260,05320,0539 Избыток 45 0,0410,0670,102
B 122819 0,1120,1130,114 Дефицит 66 0,070,100,14
0 428978 0,3930,3940,396 Избыток 246 0,310,370,43
РХВ, Pval 9∙10-83 0,12
Гомоген-
ность
Pval 0,034
BF01 68,5
8
Авторы утверждают, что эти данные подтверждают «связь» между группой
крови A и раком желудка. На самом деле в контрольной группе наблюдается
отклонение от РХВ вследствие дефицита аллели A. Более того, различие
статистически мало значимо и клинически ничтожно: OR = 1,15.

9. Нейтральная эволюция
• С точки зрения эволюционного учения одним из
первейших вопросов, на который должна дать ответ
генетика предрасположенностей, может звучать так:
• является ли генетический полиморфизм, выявляемый
современной геномикой, результатом нейтральной
эволюции или же он является отягчающим
генетическим (мутационным) грузом, определяющим
предрасположенность к распространенным болезням,
и который почему-то естественный отбор вовремя не
отбраковал?
9

10. Отношение шансов как мера нейтральности
аллелей
• Статистическая значимость наблюдаемых в опыте эффектов
вовсе не означает их практическую (клиническую) ценность.
• Эффект может быть статистически высоко значимым, но
его размер может оказаться практически ничтожным.
• В частности мы показали, что когда нижняя граница 95%-го
доверительного интервала для отношения шансов ORL < 2,2,
тогда предсказательная ценность маркера клинически
ничтожна.
• Маркер может быть хорошим классификатором,
если ORL > 5,4 (при минимальной частоте маркера MAF > 0,3).
• Этому условию удовлетворяют лишь очень немногие
генетические онко-маркеры (например, BRCA1, BRCA2, TP53,
PTEN).
10

11. Парадокс суммирования баллов генетического риска
11

12. Математическое ожидание Z-статистики для сравнения
средних GRS в группах «с болезнью» и «без болезни»
12

13. Примеры публикаций, заявленная статистически значимая
«ассоциация» в которых может быть обусловлена «парадоксом
суммирования баллов генетического риска»
Disease k m
p-value, given in
the research
p-value according to
formula (2)
Breast cancer 4 5 0.041 0.027
Incidence of coronary infarct 11 11 0.0014 0.0042
Asthma 6 41 0.001 1.7×10-6
Coronary artery disease 9 2200 2×10-16 1.3×10-21
Inflammatory bowel disease (IBD) 56 56
2.1×10-7
4.6×10-11
1.2×10-9
Prostate cancer 29 29 0.0001 8.8×10-6
Response to
Ranibizumab Treatment in AMD*
2
3
8
8
0.014
0.0001
0.0100
0.0065
Breast cancer in young women 2 3 0.15 0.062
Nasopharyngeal carcinoma 5 26 8.2×10-4 3.7×10-4
Vitamin D concentration 3 94 < 0.001 7.4×10-6
Neck and head squamous cell carcinoma 10 10 0.023 0.0058
13

14. • Важнейший вопрос в генетике
предрасположенностей:
• Усиливаются ли, или хотя бы
складываются, «вредные» эффекты
предрасполагающих аллелей при их
объединении в одном генотипе или же
они взаимно нейтрализуются?
14

15. • Представим, что нам удастся собрать в одном геноме все известные
аллели, предрасполагающие к занятиям определенным видом
спорта.
• Очевидно, что в силу неаддитивности межгенных и средовых
влияний спортивные способности субъекта с таким геномом не
будут кратными числу предрасполагающих аллелей.
• 200 предрасполагающих аллелей в одном геноме вряд ли приведут
к 200-кратному увеличению спортивных характеристик у их
носителей.
• Поэтому заменять слово «аллель» словом «балл» и подсчитывать
число баллов некорректно, поскольку их суммарный вклад не будет
равен сумме вкладов каждой из аллелей по отдельности.
• А в силу разнонаправленной плейотропии этих аллелей не окажется
ли наш супермен суперидиотом?
15

16. Ошибочность использования баллов для идентификации
индивидуумов с повышенным риском гипертензии
16
Частотные распределения в двух выборках с крайними значениями
кровяного давления для 35 предрасполагающих к его повышению
аллелей почти полностью перекрываются.

17. Paynter N.P., Chasman D.I., Pare G., Buring J.E., Cook N.R., ScD, Miletich J.P., Ridker
P.M. Association between a literature-based genetic risk score and cardiovascular
events in 19,313 women // JAMA, 2010. – Vol. 303. – No. 7. – P. 631–637.
Баллы генетического риска (GRS - genetic risk score) не
улучшают предсказание риска сердечнососудистых
заболеваний.
17

18. Парадокс множественных сравнений
• Если число категорий больше двух, то к
ним нельзя применять обычные
двухвыборочные критерии, и для
попарных сравнений нужны поправки на
их множественность.
18

19. Парадокс обратной вероятности
(«заблуждение обвинителя»)
• Вероятность наблюдать данный генотип G+ у субъекта с
болезнью D+ не есть вероятность этой болезни у
субъекта с данным генотипом:
• P(G+|D+) ≠ P(D+|G+).
• Иными словами, чувствительность, Se = P(G+|D+), и
специфичность, Sp = P(G-|D-), генетического теста мало
что говорят о диагностических ценностях
(предсказательных вероятностях) его положительных,
PPV = P(D+|G+), и отрицательных,
NPV = P(D-|G-), результатов.
19

20. P-значение – величайшее статистическое
заблуждение
20
. P-значение вычисляется при условии справедливости
гипотезы Н0, и поэтому оно ничего не говорит
непосредственно о ее вероятности:
Pval = P(data|H0) ≠ P(H0|data).
Рval < 0,05 нельзя считать веским свидетельством
против H0, следует ориентироваться на Рval < 0,001.

21. 21
“Цена” P-значений
Наблюдаемое
P-значение
Верхняя
граница 80%-
го интервала
для Pval
Нижняя граница
для вероятности
нулевой гипотезы
P(H0)
Верхняя граница
для вероятности
воспроизведения
Рrepr
0,05 0,44 ≥ 29% < 50%
0,01 0,22 ≥ 11% < 73%
0,001 0,07 ≥ 1,8% < 90%
Sellke T., Bayarri M.J., Berger J.O. Calibration of p values for testing precise null hypotheses. The
American Statistician, Vol. 55, No. 1. (2001), pp. 62-71.
Goodman S.N. A comment on replication, p-values and evidence // Statistics in Medicine, 1992.
– Vol. 11. – P. 875-879.
Cumming G. Replication and p intervals: p values predict the future only vaguely, but confidence
intervals do much better // Perspectives on Psychological Science, 2008. – Vol. 3. – No. 4. – P.
186-300.
21

22. Психологический журнал
запретил P-значения
• Редакция журнала Basic and Applied
Social Psychology (BASP) объявила, что
журнал не будет больше публиковать
статьи, содержащие P-значения, потому
что эти значения слишком часто
способствовали публикации
низкокачественных исследований.
• Basic Appl. Soc. Psych. 37, 1–2 (2015)
• Nature, 2015, 519:9
22

23. Лучше один раз увидеть
• Результаты статистического контроля
качества диагностических тестов полезно
наглядно представлять в виде графиков
предсказательностей.
• Примеры приведены на рисунках.
23

24. Lotufo P.A., Chae C.U., Ajani U.A., Hennekens C.H., Manson J.A.E., Male pattern baldness and
coronary heart disease: The Physician's Health Study, Arch. Intern. Med. 2000; 160(2): 165-71.
Simon A., Worthen D. M., Mitas J. A.1979. An evaluation of iridology // JAMA, V. 242, N 1, P.
1385-1389.
Алопеция и ИБС Иридодиагностика и почечная
недостаточность
24
127/1224/548/7611
LR[+] = 1,01,41,8; LR[-] = 1,01,061,1
29/59/19/36
LR[+] = 0,71,01,4; LR[-] = 0,71,01,5

25. • Известно, что евнухи, когда они становятся евнухами в
возрасте до 25 лет, не лысеют.
• Вряд ли найдется врач, который на основании этих
данных будет рекомендовать молодым людям
обзаводиться детьми до 25 лет, а потом становится
евнухами для того, чтобы на 2% снизить риск развития
у них ИБС.
• Однако это очень похоже на рекомендации
медицинских генетиков, подавляющее большинство
которых слишком часто бывают основаны на столь же
клинически ничтожных значениях распознавательной
и предсказательной способностей генетических
маркеров.
• Редко значения отношения шансов в этих работах
превышают значение OR > 5.
25

26. Druzhevskaya A.M, Ahmetov I.I., Astratenkova I.V., Rogozkin V.A. 2008. Association of the ACTN3 R577X
polymorphism with power athlete status in Russians // Eur. J. Appl. Physiol., 2008. – Vol. 103. – P. 631–634.
Кундас Л.А., Жур К.В., Бышнев Н.И. и др. Анализ молекулярно-генетических маркеров, ответственных
за устойчивость к физическим нагрузкам, у представителей академической гребли // Молекулярная и
прикладная генетика: сб. науч. тр. Институт генетики и цитологии НАН Беларуси; (гл. ред. А.В.
Кильчевский). 2013. - Минск: ГНУ «Институт генетики и цитологии НАН Беларуси», Т. 14. – C. 101-105.
Ген ACTN3 и элитные атлеты Ген PPARG и элитные гребцы
26
455/1027/31/170
LR[+] = 1,01,11,1; LR[-] = 1,42,23,7
3/3/21/147
LR[+] = 0,95,840; LR[-] = 1,11,21,6

27. Mayeux R., Saunders A.M., Shea S., et al. 1998. Utility of the apolipoprotein E genotype in the
diagnosis of Alzheimer’s disease // N. Engl. J. Med., 1998. – Vol. 338. – P. 506-511.
Mäki M., Mustalahti K., Kokkonen J., et al. 2003. Prevalence of celiac disease among children in
Finland // N. Engl. J. Med, 2003. – Vol. 348. – P. 2517-2524.
Ген APOE и болезнь Альцгеймера Гаплотипы HLA и целиакия
27
1142/133/622/285
LR[+] = 1,72,02,5; LR[-] = 1,71,92,2
54/1357/2/2214
LR[+] = 2,72,52,7; LR[-] = 4,112103

28. Banks E., Reeves G., Beral V. et. al. Influence of personal characteristics of individual women on sensitivity and
specificity of mammography in the Million Women Study: cohort study // BMJ, 2004. 329(7464): 477-479.
Kevin P. Delaney K.P., Branson B.M., Apurva Uniyal A. et al. Performance of an oral fluid rapid HIV-1/2 test:
experience from four CDC studies // AIDS, 2006. – Vol. 20. – P. 1655–1660.
Маммография и рак молочной железы Экспресс-тест OralQuick на ВИЧ
28
629/3885/97/117744
LR[+] = 262729; LR[-] = 5,77,29,3
327/12/1/12010
LR[+] = 4959192141; LR[-] = 451653171

29. FDA предупреждает и обвиняет: генетическое
тестирование научно не обосновано
• FDA разослало письма 17 компаниям (23andMe,
Navigenics, deCODEme, EasyDNA и другим),
которые занимаются генетическим
тестированием, с предупреждением о
прекращении их деятельности из-за отсутствия
научных доказательств и неспособности точно
предсказывать риск болезней.
• http://www.fda.gov/MedicalDevices/ProductsandMedicalProcedures/InVitroDiagnostics/default.htm
23.09.2015 29