genetica_de_populacoes

Apesar de ser mais correto estimar as freqüências dos alelos a partir de uma amostra
aleatória da população da qual procedem as famílias, é importante ressaltar que, se a
amostra das famílias for grande e a freqüência dos genes for alta não se correrá o risco de
estimar erradamente as freqüências gênicas, a partir dos próprios casais coletados.
Retomando, agora, os dados de nosso exemplo, consideremos que em uma amostra
aleatória de 100 indivíduos procedentes da população na qual foram coletadas as 50
famílias da Fig. 1.4, constatou-se que 73 eram secretores e 27 não-secretores. Isso permite
escrever que q 2 = 0,27 e, a partir daí estimar q = 0, 27 = 0,52 e p = 1 – q = 0,48. Temos,
pois, os elementos para calcular a distribuição esperada de casais segundo os fenótipos
secretor e não-secretor, de acordo com a hipótese monogênica, como abaixo:
Se_× Se_ = N(1-q 2 ) 2 = 26,64
Se_× sese = 2Nq 2 (1-q 2 ) = 19,71
sese × sese = Nq 4 = 3,65
Essa distribuição é comparada, em seguida, com a observada por intermédio de um
teste de qui-quadrado. Visto que para calcular as três classes esperadas necessitamos apenas
de uma informação da amostra, isto é, do total de casais, o qui-quadrado, nesse caso, terá
dois graus de liberdade (3 -1 = 2). Entretanto, se tivéssemos estimado a freqüência q do
alelo se a partir dos casais ou dos casais e seus filhos, o qui-quadrado teria, evidentemente,
apenas um grau de liberdade, porque, além do tamanho amostral estaríamos nos valendo de
uma segunda informação da amostra.
Comparando as proporções observadas com as esperadas como no quadro abaixo,
concluímos, pelo valor do qui-quadrado com dois graus de liberdade (0,616) as diferenças
entre elas não são significativas, o que indica que a distribuição dos casais está de acordo
com a esperada segundo a hipótese monogênica.
Casais Obs. Esp.
(o − e)
e
Se_× Se_ 29 26,64 0,209
Se_× sese 17 19,71 0,373
sese × sese 4 3,65 0,034
χ 2 (2)= 0,616; 0,70< P