Modèle imc de simon

À ce jour, il y a eu relativement peu de travail théorique concernant les processus de génétique des populations avec les résultats issus de GWASs. En outre, les quelques modèles existants ont atteint des prédictions divergentes sur l`architecture génétique, en grande partie parce qu`ils font des hypothèses différentes sur les effets de la pléiotropie. Se concentrant sur la susceptibilité aux maladies, Pritchard [19] a considéré l`extrême «purement pléiotrope», dans lequel la sélection sur les variantes est indépendante de leur effet sur le trait considéré. Dans ce cas, nous attendons la plus grande contribution à la variance génétique dans un trait à venir de mutations qui ont de grandes tailles d`effet, mais sont également faiblement sélectionnés ou neutres, ce qui leur permet de monter à des fréquences relativement élevées. D`autres études ont considéré l`extrême opposée, dans laquelle la sélection sur des variantes découle entièrement de leur effet sur le trait considéré [26, 66 – 70], et ont montré que la plus grande contribution à la variance génétique résulterait d`une forte sélection mutations [67, 68] (nous revenons à ce cas ci-dessous). Les facteurs de confusion potentiels suivants ont été examinés dans des modèles multivariables: (a) facteur bénéficiaire (âge, sexe, race, cause de l`ESRD, niveau de PRA maximal, statut de regreffe, antécédents de diabète sucré, antécédents de maladie coronarienne et temps de dialyse); (b) facteurs de donneur (âge, sexe, type de donneur, IMC, statut de donneur à critères élargis et Don après la mort cardiaque); et (c) les facteurs de transplantation (temps d`ischémie à froid, type d`inhibiteur de la calcineurine à la transplantation, nombre d`inadéquation du facteur leucocytaire humain et période de transplantation). Le BPAR a également été introduit sous forme de covariables temporelles en cas de défaillance du greffon et/ou de décès des modèles à risques proportionnels de Cox. Nous avons utilisé la méthode d`imputation multiple pour imputer les données covariées manquantes (36). La dynamique de la population découle du modèle standard d`une population diploïde et panmictique de taille constante N, avec des générations non chevauchantes. Dans chaque génération, les parents sont choisis au hasard pour se reproduire avec des probabilités proportionnelles à leur aptitude (c.-à-d.

échantillonnage de Wright-Fisher avec sélection de viabilité), suivis d`une mutation, d`une recombinaison libre (c.-à-d. sans lien) et d`une ségrégation mendelienne. Nous supposons en outre que le taux de mutation par site, u, et la taille de la population sont suffisamment petits, de sorte qu`il n`y a pas plus de 2 allèles ségrégent à tout moment à chaque site (c.-à-d. que θ = 4Nu ≪ 1) et donc une approximation de sites infinis s`applique. Le nombre de mutations par gamètes par génération suit donc une distribution de poisson avec la moyenne U = lu; sur la base de considérations biologiques (voir les sections 4,1 et 4,2 dans le texte S1), nous supposons également que 1 ≫ U ≫ 1/2N. La taille des mutations dans l`espace de trait n-dimensionnel,, est tirée d`une certaine distribution, en supposant seulement que a2 ≪ W2. Nous montrons plus tard que cette exigence est équivalente à l`hypothèse standard concernant les coefficients de sélection satisfaisant s ≪ 1 (voir également la section 4,3 dans le texte S1).