Medidas de variabilidad genética

Diversidad de nucleótidos (\(\pi\)) - Una medida común de la diversidad genética es el número promedio de diferencias de un solo nucleótido entre haplotipos elegidos al azar de una muestra. Esto se llama diversidad de nucleótidos y a menudo se denota por\(\pi\). Por ejemplo, podemos calcular\(\pi\) para nuestro locus ADH a partir de la Tabla\ ref {tabla:ADH} anterior: tenemos 6 secuencias de D. simulans (a-f), hay un total de 15 formas de emparejar estas secuencias, y

\[\pi=\frac{1}{15} \big( (2 + 1 + 1 + 1 + 0 ) + (3 + 3 + 3 + 2 ) +(0 + 0 + 1) + (0 + 1) + (1) \big)=1.2\overline{6}\]

donde el primer término entre corchetes da las diferencias por pares entre a y b-f, el segundo término entre corchetes las diferencias entre b y c-f y así sucesivamente.

Nuestra\(\pi\) medida dependerá de la longitud de secuencia para la que se calcula. Por lo tanto, generalmente\(\pi\) se normaliza por la longitud de la secuencia, para ser una medida por sitio (o por base). Por ejemplo, nuestra secuencia de ADH cubre\(397\) pb de ADN y así\(\pi = 1.2\overline{6}/397=0.0032\) por sitio en D. simulans para esta región. Tenga en cuenta que también podríamos calcular\(\pi\) por sitio sinónimo (o no sinónimo). Para sitio sinónimo\(\pi\), contaríamos el número de diferencias sinónimas entre nuestros pares de secuencias, y luego dividiríamos por el número total de sitios donde podría haber ocurrido un cambio sinónimo. Técnicamente necesitaríamos dividir por el número total de posibles mutaciones puntuales que resultarían en un cambio sinónimo; esto se debe a que algunos cambios mutacionales en un nucleótido particular resultarán en un cambio no sinónimo o sinónimo dependiendo del cambio de pares de bases.

Niveles de variabilidad genética entre especies

Dos observaciones han desconcertado a los genetistas poblacionales desde el inicio de la genética de poblaciones moleculares. El primero es el nivel relativamente alto de variación genética observado en las especies más obligadamente sexuales. Esta primera observación, en parte, impulsó el desarrollo de la teoría neutra de la evolución molecular, la idea de que gran parte de este polimorfismo molecular puede simplemente reflejar un equilibrio entre deriva genética y mutación. La segunda observación es el rango relativamente estrecho de polimorfismo entre especies con tamaños censales muy diferentes. Esta observación representó un rompecabezas ya que la teoría Neutral predice que los niveles de diversidad genética deben escalar con el tamaño de la población. Mucho esfuerzo en genética poblacional teórica y empírica se ha dedicado a tratar de conciliar modelos con estas diversas observaciones. Volveremos a discutir estas ideas a lo largo de nuestro curso.

Las primeras observaciones de la diversidad genética molecular dentro de las poblaciones naturales se realizaron a partir de encuestas de datos de alozima, pero podemos revisar estos patrones generales con datos modernos. Por ejemplo, Leffler et al. (2012) compilaron datos sobre los niveles de diversidad de nucleótidos autosómicos dentro de la población (π) para 167 especies en 14 filos de sitios no codificantes y sinónimos (Figura 2.3). La especie con los niveles más bajos de π en su encuesta fue Lynx, con π = 0.01%, es decir, solo 1/10000 bases difirieron entre dos secuencias. En contraste, algunos de los niveles más altos de diversidad se encontraron en Ciona savignyi, Sea Squirts, donde un notable 1/12 bases difieren entre pares de secuencias. Este rango de diversidad de 800 veces parece impresionante, pero los tamaños de la población censal tienen un rango mucho mayor.

Compartición genotípica entre parejas de individuos

Nuestros\(r\) coeficientes van a tener diversos usos. Por ejemplo, nos permiten calcular la probabilidad de los genotipos de un par de parientes. Considere un locus bialélico donde el alelo\(A_1\) está en frecuencia\(p\), y dos individuos que tienen alelo IBD comparten probabilidades\(r_0\),\(r_1\),\(r_2\). ¿Cuál es la probabilidad general de que estos dos individuos sean homocigotos para el alelo 1? Bueno, eso es

\[\begin{aligned} \mathbb{P}(\textrm{both } A_1 A_1) = & \mathbb{P}(\textrm{both } A_1 A_1 | 0 \text{ alleles } \mathrm{IBD}) \mathbb{P}(0 \text{ alleles } \mathrm{IBD})  + \mathbb{P}(\textrm{both } A_1 A_1 | 1 \text{ allele }IBD) \mathbb{P}(1\text{ allele }IBD) + \mathbb{P}(\textrm{both } A_1 A_1 | 2 \text{ alleles }IBD) \mathbb{P}(2\text{ alleles }IBD)\end{aligned}\]

O, en nuestra\(r_0\),\(r_1\),\(r_2\) notación:

\[\begin{aligned} \mathbb{P}(\textrm{both } A_1 A_1) = & \mathbb{P}(\textrm{both } A_1 A_1 | \textrm{0 alleles IBD}) r_0 + \mathbb{P}(\textrm{both } A_1 A_1 | \textrm{1 alleles IBD}) r_1 + \mathbb{P}(\textrm{both } A_1 A_1 | \textrm{2 alleles IBD}) r_2 \label{eqn:initial_relly_IBD_calc}\end{aligned}\]

Si nuestro par de familiares comparten\(0\) alelos EII, entonces la probabilidad de que ambos sean homocigotos es\(\mathbb{P}(\textrm{both } A_1 A_1 | \text{0 alleles IBD}) =p^2 \times p^2\), ya que los cuatro alelos representan sorteos independientes de la población. Si comparten EII\(1\) alélico, entonces el alelo compartido es de tipo\(A_1\) con probabilidad\(p\), y luego el otro alelo no IBD, en ambos parientes, también necesita ser\(A_1\) lo que sucede con probabilidad\(p^2\), entonces \(\mathbb{P}(\textrm{both } A_1 A_1 | \text{1 alleles IBD})=p \times p^2\). Por último, nuestro par de familiares puede compartir dos alelos IBD, en cuyo caso\(\mathbb{P}(\textrm{both } A_1 A_1 | \text{2 alleles IBD}) = p^2\), porque si uno de nuestros individuos es homocigoto para el\(A_1\) alelo, ambos individuos lo serán. Armando todo esto nuestro\ ref {eqn:initial_relly_ibd_calc} se convierte en

\[\mathbb{P}(\textrm{both } A_1 A_1) = p^4 r_0 + p^3 r_1 + p^2 r_2 \label{eqn:IBD_relly_calc}\]

Tenga en cuenta que para casos específicos también podríamos calcular esto sumando todos los genotipos posibles que tenían sus ancestros compartidos; sin embargo, eso estaría mucho más involucrado y no tan general como la forma que aquí hemos derivado.

Podemos escribir términos como\ ref {eqn:ibd_relly_calc} para todas las configuraciones posibles de compartición/no compartición de genotipo entre un par de individuos. Con base en esto podemos anotar el número esperado de sitios polimórficos donde se observa que nuestros individuos comparten 0, 1 o 2 alelos.

Hay una variedad de formas de estimar las relaciones entre individuos usando datos genéticos. Un ejemplo de uso compartido de alelos para identificar a familiares lo ofrece el trabajo de Nancy Chen. Ha recopilado datos de genotipado de miles de Florida Scrub Jays en más de diez mil loci. Estos arrendajos viven en el sitio de campo Archbold, y han sido monitoreados cuidadosamente durante muchas décadas permitiendo que se conozca el pedigrí de muchas de las aves. Con estos datos, estima frecuencias alélicas en cada locus. Luego, al equiparar el número observado de veces que un par de individuos comparten\(0\)\(1\), o\(2\) alelos con la expectativa teórica, estima la probabilidad de\(r_0\)\(r_1\), y\(r_2\) para cada par de aves. Una gráfica de estos se muestra en la Figura\ ref {fig:FSJ_IBD}, mostrando qué tan bien coinciden las estimaciones con las conocidas del pedigrí.

Intercambio de bloques genómicos entre familiares

Podemos ver más directamente el intercambio del genoma entre parientes cercanos utilizando matrices de genotipado de SNP de alta densidad. En la Figura\ ref {fig:First_cousin_IBD} mostramos una simulación del intercambio genómico de primos hermanos de su abuela compartida. De color púrpura son regiones donde tienen material genómico coincidente, debido a haberla heredado EII de su abuela compartida.

Los primos hermanos compartirán al menos un alelo de su genotipo en todos los loci polimórficos en estas regiones moradas. Hay una variedad de métodos para detectar tal intercambio. Una forma es buscar tramos inusualmente largos del genoma donde dos individuos nunca sean homocigotos para diferentes alelos. Al identificar parejas de individuos que comparten un número inusualmente grande de dichos supuestos bloqueos de EII, podemos esperar identificar parientes desconocidos en conjuntos de datos de genotipado. De hecho, empresas como 23&me y Ancestry.com utilizan señales de EII para ayudar a identificar lazos familiares.

Como otro ejemplo, consideremos el caso de primos terceros. Compartes uno de los ocho grupos de tatarabuelos con cada uno de tus (probablemente muchos) primos terceros. En promedio, tú y cada uno de tus primos terceros heredan cada uno una decimosexta parte de tu genoma de cada uno de esos dos tatarabuelos. Esto resulta implicar que en promedio, un poco menos del uno por ciento de los genomas tuyo y el de tu primo tercero (\(2 \times (1/16)^2 =0.78\%\)) serán idénticos en virtud de la descendencia de esos antepasados compartidos. Un ejemplo simulado donde primos terceros comparten bloques de su genoma (en los cromosomas 16 y 2) debido a su tatarabuela se muestra en la Figura\ ref {fig:third_cousin_IBD}.

Observe cómo si compara la Figura\ ref {fig:third_cousin_IBD} y la Figura\ ref {fig:First_cousin_IBD}, los individuos heredan menos EII de una tatarabuela compartida que de una abuela compartida, ya que heredan de ancestros más totales más atrás. También observe cómo el intercambio ocurre en bloques genómicos más cortos, ya que ha pasado por más generaciones de recombinación durante la meiosis. Estos bloques aún son detectables, por lo que los primos terceros pueden detectarse usando chips de genotipado de alta densidad, lo que permite identificar a parientes más distantes que los métodos de un solo marcador por sí solos. Las relaciones más distantes que los primos terceros, por ejemplo, primos cuartos, comienzan a tener una probabilidad significativa de no compartir ninguna de sus EII genómicas. Pero tienes muchos primos cuartos, por lo que compartirás parte de tu EII del genoma con algunos de ellos; sin embargo, cada vez es más difícil identificar el grado de parentesco a partir de datos genéticos cuanto más profundo en el árbol genealógico va este intercambio.

Endogamia

Podemos definir a un individuo endogámico como un individuo cuyos padres están más estrechamente relacionados entre sí que dos individuos aleatorios extraídos de alguna población de referencia.

Cuando dos individuos relacionados producen una descendencia, ese individuo puede recibir dos alelos que son idénticos por descendencia, es decir, pueden ser homocigotos por descendencia (a veces denominados autozigotos), debido a que tienen dos copias de un alelo a través de diferentes caminos a través del pedigrí. Esta mayor probabilidad de ser homocigótico en relación con un individuo exogamia es el efecto más obvio de la endogamia. También es la que más nos interesará, ya que subyace a muchas de nuestras ideas sobre la depresión endogámica y la estructura poblacional. Por ejemplo, en la Figura\ ref {fig:IBD_Cousins_cartoon} nuestra descendencia de primos hermanos es homocigótica por descenso habiendo recibido el mismo alelo IBD a través de dos rutas diferentes alrededor de un bucle de endogamia.

A medida que la descendencia recibe un alelo aleatorio de cada padre (\(i\)y\(j\)), la probabilidad de que esos dos alelos sean idénticos por descendencia es igual al coeficiente\(F_{ij}\) de parentesco de los dos padres (\ ref {eqn:coeffkinship}). Esto se deduce de que el genotipo de la descendencia se realiza muestreando un alelo al azar de cada uno de nuestros padres.

La única forma en que la descendencia puede ser heterocigótica (\(A_1 A_2\)) es si sus dos alelos en un locus no son EII (de lo contrario necesariamente serían homocigotos). Por lo tanto, la probabilidad de que sean heterocigotos es

\[\mathbb{P}(A_1 A_2) = \mathbb{P}(A_1 A_2 |\textrm{I & J not IBD} ) \P (\textrm{I & J not IBD} ) = 2p q (1-F_{ij}) , \label{eq:hetGenHW}\]

La descendencia puede ser homocigótica para el\(A_1\) alelo de dos maneras diferentes. Pueden tener dos alelos no IBD que no son EII pero resultan ser de tipo alélico\(A_1\), o sus dos alelos pueden ser IBD, de tal manera que heredaron el alelo\(A_1\) por dos vías distintas del mismo antepasado. Así, la probabilidad de que una descendencia sea homocigótica para\(A_1\) es

\[\begin{aligned} P(A_1 A_1) & = \mathbb{P}(A_1 A_1 |\textrm{I & J not IBD} ) \P (\textrm{i & j not IBD} ) + \mathbb{P}(A_1 A_1 |\textrm{i & j IBD} ) \P (\textrm{i & j IBD}) \nonumber\\ &= p^2(1-F_{ij}) + pF_{ij}.\end{aligned}\]

usando la Ley de Probabilidad Total (ver Apéndice\ ref {eqn:law_tot_prob}). Por lo tanto, las frecuencias de los tres genotipos posibles pueden escribirse como se da en la Tabla\ ref {tabla:generalizedHwe}, que proporciona una generalización de las proporciones Hardy-Weinberg.

Múltiples bucles de endogamia en un pedigrí

Hasta este punto hemos asumido que hay a lo sumo un bucle endogamia en la historia familiar reciente de nuestros individuos, es decir, los padres de nuestro individuo endogámico tienen a lo sumo una conexión genealógica reciente. Sin embargo, un individuo que tiene múltiples bucles endogamia en su pedigrí puede ser homocigoto por descenso gracias a recibir alelos de EII a través de múltiples bucles diferentes. Para calcular la endogamia en pedigríes de complejidad arbitraria, podemos extender más allá de nuestros coeficientes de relación originales\(r_0\)\(r_1\), y\(r_2\) dar cuenta de la distribución de alelos de orden superior de EII entre familiares. Por ejemplo, podemos preguntarnos, ¿cuál es la probabilidad de que ambos alelos en el primer individuo sean compartidos EII con un alelo en el segundo individuo? Hay nueve posibles coeficientes de relación en total para describir completamente el parentesco entre dos individuos diploides, y no vamos a entrar a ellos aquí ya que es mucho de lo que hacer un seguimiento. Sin embargo, mostraremos cómo podemos calcular el coeficiente de endogamia de un individuo con múltiples bucles de endogamia más directamente.

Digamos que los padres de nuestro individuo endogámico (B y C) han\(K\) compartido antepasados, es decir, individuos que aparecen en los árboles genealógicos recientes de B y C. Denotamos estos antepasados compartidos por\(A_1, \dots,A_K\), y denotamos por\(n\) el número total de individuos en la cadena de B a C vía antepasado\(A_i\), incluyendo B, C, y\(A_i\). Por ejemplo, si B es la tía de C, entonces B y C comparten dos antepasados, que son los padres de B y, equivalentemente, los abuelos de C. En este caso, hay n=4 individuos de B a C a través de cada uno de estos dos ancestros compartidos. En el caso general, el coeficiente de parentesco de B y C, es decir, el coeficiente de endogamia de su hijo, es

\[F = \sum_{i=1}^K \frac{1}{2^{n_i}} \big( 1+ f_{A_i} \big) \label{eqn:inbreeding_over_ancs}\]

donde\(f_{A_i}\) está el coeficiente de endogamia del antepasado\(A_i\). Lo que sucede aquí es que sumamos todos los caminos mutuamente exclusivos en el pedigrí a través de los cuales B y C pueden compartir un alelo IBD. Con probabilidad\(\frac{1}{2^{n_i}}\), un par de alelos escogidos al azar de B y C desciende del mismo alelo ancestral en individuo\(A_i\), en cuyo caso los alelos son EII. Sin embargo, aunque B herede el alelo materno y C herede el alelo paterno de ancestro compartido\(A_i\), si ellos mismos\(A_i\) fueran endogámicos, con probabilidad\(f_{A_i}\) esos dos alelos sean ellos mismos EII. Así, un ancestro consanguíneo compartido aumenta aún más el parentesco de B y C.

Múltiples bucles de endogamia aumentan la probabilidad de que un niño sea homocigoto por descenso en un locus, lo que puede calcularse simplemente enchufando\(F\), el coeficiente de endogamia del niño, en nuestra ecuación de HW generalizada.

Como un ejemplo extremo del impacto de múltiples bucles de endogamia en el pedigrí de un individuo, consideremos al rey Carlos II de España, el último de los Habsburgo españoles. Carlos era hijo de Felipe IV de España y Mariana de Austria, que eran tío y sobrina. Si este fuera el único bucle de endogamia, entonces Charles habría tenido un coeficiente de endogamia de\(\frac{1}{8}\). Desafortunadamente para Carlos, los Habsburgo españoles habían mantenido durante mucho tiempo la riqueza y el poder dentro de su familia al concertar matrimonios entre parientes cercanos. El pedigrí de Carlos II se muestra en la Figura\ ref {fig:Carlos_second_pedigree}, y son aparentes múltiples bucles de endogamia. Por ejemplo, Felipe III, abuelo y bisabuelo de Carlos II, era él mismo hijo de un matrimonio tío-sobrina.

calculó que Carlos II tenía un coeficiente de endogamia de\(0.254\), equivalente a un apareamiento de sib completo, gracias a todos los bucles de endogamia en su pedigrí. Por lo tanto, se espera que haya sido homocigótico por descendencia durante una cuarta parte completa de su genoma. Como hablaremos más adelante en estas notas, esto significa que Charles pudo haber sido homocigótico para una serie de alelos de enfermedades recesivas, y de hecho era un hombre muy enfermizo que no dejó descendientes por su infertilidad. Así, plausiblemente, el fin de una de las grandes dinastías europeas se produjo a través de la endogamia.

Cálculo de coeficientes endogamia a partir de datos

Si la heterocigosidad observada en una población es\(H_O\), y asumimos que las proporciones generalizadas de Hardy-Weinberg se mantienen, podemos establecer\(H_O\) iguales a\(f_{12}\), y resolver la Ecuación\ ref {eq:HetgenHW}\(F\) para obtener una estimación de la coeficiente de endogamia como

\[\hat{F} = 1-\frac{f_{12}}{2pq} = \frac{2pq - f_{12}}{2pq}. \label{eqn:Fhat}\]

Como antes,\(p\) es la frecuencia del alelo\(A_{1}\) en la población. Esto puede ser reescrito en términos de la heterocigosidad observada (\(H_O\)) y la heterocigosidad esperada en ausencia de endogamia,\(H_E=2pq\), como

\[\hat{F} = \frac{H_E-H_O}{H_E} = 1 - \frac{H_O}{H_E}. \label{eqn:FhatHO}\]

De ahí\(\hat{F}\) que cuantifique la desviación por endogamia de la heterocigosidad observada de la esperada bajo apareamiento aleatorio, relativa a esta última.

Si tenemos múltiples loci, podemos reemplazar\(H_O\) y\(H_E\) por sus medios sobre loci,\(\bar{H}_O\) y\(\bar{H}_E\), respectivamente. Tenga en cuenta que, en principio, también podríamos calcular primero\(F\) para cada locus individual, y luego tomar el promedio a través de loci. Sin embargo, este procedimiento es más propenso a introducir un sesgo si los tamaños de las muestras varían según los loci, lo que no es poco probable cuando se trata de datos reales.

Los marcadores genéticos se utilizan comúnmente para estimar la endogamia para poblaciones silvestres y/o cautivas de interés para la conservación. Como ejemplo de ello, consideremos el caso del lobo mexicano (Canis lupus baileyi), una subespecie de lobo gris.

Fueron extirpados en estado silvestre a mediados del siglo XX debido a la caza, y los cinco lobos mexicanos restantes en la naturaleza fueron capturados para iniciar un programa de reproducción. Estimó que el día actual, la heterocigosidad promedio esperada era\(0.18\), con base en frecuencias alélicas en más de cuarenta mil SNP. Sin embargo, solo se observó que el individuo promedio de lobo mexicano era heterocigoto en\(12\%\) estos SNP. Por lo tanto, el coeficiente promedio de endogamia para el lobo mexicano es\(\hat{F} = 1 -\frac{0.12}{0.18}\), es decir\(\sim 33 \%\), del genoma de un lobo es homocigótico debido a la reciente endogamia en su pedigrí.

Bloques genómicos de homocigosidad por endogamia.

Como vimos anteriormente, se espera que familiares cercanos compartan alelos EII en grandes bloques genómicos. Así, cuando los individuos relacionados se aparean y transmiten alelos a una descendencia endogámica, transmiten estos alelos en grandes bloques a través de la meiosis. Como ejemplo, volvamos al caso de nuestros hipotéticos primos hermanos de la Figura\ ref {fig:IBD_Cousins_CHR_Cartoon}. Si este par de individuos tuvo un hijo, se muestra un posible patrón de transmisión genética en la Figura\ ref {fig:kid_first_cousins}. El niño ha heredado el tramo rojo del cromosoma a través de dos rutas diferentes a través de su predigrí de los abuelos. Este es un ejemplo de un segmento autocigótico, donde el niño es homocigótico por descenso en todos los loci de esta región roja.

El coeficiente de endogamia del niño establece la proporción de su genoma que estará en estos segmentos autozigóticos. Por ejemplo, se espera que un hijo de primos hermanos completos tenga\(1/16\) de su genoma en estos segmentos. Cuanto más distante esté el bucle en el pedigrí, más meiosis por las que han pasado los cromosomas y más cortos serán los bloques individuales. Un hijo de primos hermanos tendrá bloques más largos que un hijo de primos segundos, por ejemplo.

Los individuos con múltiples bucles de endogamia en su árbol genealógico pueden tener un alto coeficiente de endogamia debido al efecto combinado de muchos pequeños bloques de autocigosidad. Por ejemplo, Carlos II tenía un coeficiente de endogamia que es equivalente al del hijo de hermanos completos, con una cuarta parte de su genoma esperado homocigoto por descendencia, pero esto estaría conformado por muchos bloques más cortos.

Podemos esperar detectar estos bloques buscando series genómicas inusualmente largas de sitios de homocigosidad (ROH) en el genoma de un individuo. Una manera de estimar el coeficiente de endogamia de un individuo es entonces totalizar la proporción del genoma de un individuo que cae en dichas regiones ROH. Esta estimación se llama\(F_{ROH}\).

Un ejemplo de uso\(F_{ROH}\) para estudiar la endogamia proviene del trabajo de, quien identificó corridas de homocigosidad en 2,500 perros, que van desde los 500kb hasta muchos megabases.

La Figura\ ref {fig:Dog_FOH} muestra la distribución\(F_{ROH}\) de los individuos en cada raza canina para la X y el autosoma. En la Figura\ ref {fig:DOG_FOH_DIST} esto se desglosa por la longitud de los segmentos ROH.

Las razas de perros han sido objeto de una reproducción intensa que ha dado como resultado altos niveles de endogamia. De las muestras poblacionales examinadas, los Doberman Pinschers tienen los niveles más altos de su genoma en series de homocigosidad (\(F_{ROH}\)), algo mayores que los bulldogs ingleses. En\ ref {fig:DOG_FOH_DIST} podemos ver que los bulldogs ingleses tienen más ROH cortos que Doberman Pinschers, pero que Doberman Pinschers tienen más de su genoma en ROH muy grande (\(>16 Mb\)). Esto sugiere que los bulldogs ingleses han tenido una larga historia de endogamia ya que tienen muchos bloques pequeños, pero que Doberman Pinschers tienen mucha endogamia reciente ya que su autocigosidad está contenida en bloques largos relativamente intactos por recombinación.

Resumen

• En este capítulo se desarrolló la relación entre las frecuencias alélicas y las frecuencias de genotipos dentro de una generación y entre parientes.
• Bajo apareamiento aleatorio, derivamos expectativas de las frecuencias de genotipo (Hardy-Weinberg), y podemos identificar desviaciones de estas expectativas.
• La identidad por ascendencia (EII) se refiere al intercambio de alelos debido a una reciente relación biológica compartida.
• Podemos predecir la probabilidad y el nivel esperado de compartir los alelos EII entre pares de parientes usando probabilidades de transmisión mendeliana (tal como están contenidas en los coeficientes\(r_0\)\(r_1\), y\(r_2\)). Un resumen útil de la relación para un par de individuos es el coeficiente de parentesco\(F_{i,j}\).
• También podemos aprender sobre las relaciones genéticas a partir del intercambio de segmentos genómicos entre familiares, con muchos segmentos compartidos largos revelando una relación más estrecha.
• Un individuo consanguíneo tiene padres que están más estrechamente relacionados que los sorteos aleatorios de alguna población de referencia.
• La endogamia da como resultado una disminución de la heterocigosidad y un aumento complementario de la homocigosidad. Podemos utilizar el coeficiente de parentesco de los padres para estimar la distorsión lejos de Hardy-Weinberg y el nivel esperado de heterocigosidad.
• Los coeficientes de endogamia se pueden calcular a partir de datos genéticos, ya sea para múltiples individuos en un solo locus o para múltiples loci para un solo individuo.