Analiza 10 loci STR zestawu SGM Plus w próbie populacyjnej

Analiza 10 loci STR zestawu SGM Plus w próbie populacyjnej

Z PRAKTYKI
Natalia
Rogalska-Niźnik,
[olanta
RóżO/iska-Zawieja,
Zbignieto Sol>ek
Ana liza 10 loci STR zestawu SGM Plus w próbie populacji
l ud n o ści Wie lkopolski
Wst ęp
P o szerz ają c a si ę w ogromnym tempie wiedza na temat struktury i funkcjonowan ia genomów roś lin i zwierz ąt. a przede wszystkim genomu cz ło wie ka oraz metody badawcze cha rakteryz ujące się coraz wię ks zy m
stopniem zaawansowan ia technicznego i technologicznego zna lazły swoje zastosowanie praktyczne nie tylko
w medycyn ie, biotechnolo gii, archeologii czy rolnictwie .
Nowoczesne metody biologii molekularnej , takie jak sekwencjonowa nie i genotypowanie DNA, s ta ły s ię t akż e
istotnym narzędzi em w badaniach z zakresu medycyny
są dowej i kryminalistyki. Wykorzystanie metod analizy
DNA w badaniach kryminalistycznych i m ed yczn o- są ­
dowych nierozłącznie zw iązane było nie tylko z poznaniem wp ływu różnorodnych czynników na czułość , wiarygodn ość i powtarzalność przeprowadzane j analizy,
ale także z obiigatoryjnym pozn aniem częstości alleli
obecnych w analizowanych loci. Już od lat 90. zeszłe­
go wieku na łamach polskich i zagranicznych czasopism naukowych publikowane b y ł y prace po ruszaj ące
t e m aty k ę bada ń cz ęs tości alleli w próbach populacyj nych z różn ych regionów Polski. Między innymi w roku
1998 Turowska i 8 anak opublik owali wyniki przeprowadzonych na próbie 231 osób ba da ń d oty c z ą c y c h cz ę­
stości alleli u kładów 8 TR: TH01, TPOX i C8 F1PO w populacji Polski P ołu d n i ow ej (Turowska i 8a nak, 1998).
W roku 1999 Turowska i wsp . (1999) opublikowali dane
do tyczące częstości alleli układów 8 TR: LPL, F13B
i HPRTB w populacji Polski P ołud n i ow ej . W roku 2001
opublikowa no wyniki bad ań populacyjnyc h przeprowadzonych na próbie 301 osób triplexu 8 TR: D381 744,
D1281090 i D188849 w połud nio w o-wsch odn im regionie Polski (Ko z i oł i wsp ., 2001). W tym samym roku
uk az ał a s ię publikacja o pis ująca zm ienn o ś ć genetyczn ą w obrębi e 14 loci typu VNTR w populacji Polski Pół­
noc nej (8zczerkows ka i ws p., 2001 ). Natom iast
w 2006 r. Krzyżańska i wsp. (2006) opublikowali dane
dotycząc e loci 8TR D281 338 i D198433 w próbce populacyjnej z terenu Dolnego Śl ąska .
Wraz z pojawieniem si ę na rynku polskim komercyjnych zestawów do jednoczesnej amplifikacji większej
liczby loci 8TR , t akże polscy naukowcy zyskali możli ­
wo ść łatwiejszego i szybszego uzyskiwania danych na
temat frekwencji alleli analizowanych układ ów typu
PROBLEMY KRYMINALISTYKI 272(2) 2011
8TR oraz struktury genetycznej badanych przez siebie
popu lacji. Uk a z ały s ię miedzy innymi prace na temat
badań populacyjnych 9 loci typu 8TR z zestawu Profiler Plus (D38 1358, VWA , FGA, D881179 , D21811,
D18851 , D58818, D138 317, D78820) na podstaw ie
próbki populacyjnej z obszaru Polski ( Pawłowsk i i wsp.,
2000), a także 10 loci typu 8TR z zestawu AmpFI8TR
8 GM Plus (D38 1358, vWA , D168 539, D28 1338,
D88 1179, D21811, D188 51, D198433, TH01, FGA) w
populacji Polski P oł u dni ow ej (Turowska i wsp., 2001),
Podlasia ( Pep i ńs ki i wsp., 2003) oraz regionu centra lnej
Polski (Jacewicz i wsp., 2004). Natomiast K oz i oł i wsp.
(2004) opublikowali wyniki b ad a ń dotyczących frekwencji 19 loci typu 8TR (D38 1358, D58818 , D78820 ,
D881 179 , D138317, D168539, D188 51, D21811,
C8 F1PO, F13A01, F1 3B, FE8FP 8 , FGA, LPL, Penta D,
Penta E, TH01, TPOX, VWA) w populacji p o ł ud ni o w o ­
-wschodn iej Porski. Kolejne prace obejmowa ły dane
dotyczące frekwencji 16 loci typu 8 TR u j ęty c h w zestawie Power Plex-16 (D3881358 , TH0 1, D2181 1,
D18 8 51 , Penta E, D58818, D138317, D78820,
D1685 39, C8 F1PO, Penta D, vWA, D8811 79, TPOX,
FGA) w populacji centralnej Polski (Kużni ar i Płoski ,
2004) oraz frekwencji 1510ci typu 8TR ujętych w zestawie AmpF I8TR Identifiler (D88 1179, D21811 , D78820 ,
C8 F1PO, D381 358 , TH01 , D13831 7, D281338,
D198 433 , vWA, TPOX, D18851 , D5881 8, FGA) w populacji p ó ł n o cn ej Polski (8 zczer kowska i wsp ., 2004).
Tak że 8adowska i wsp. (2004) poddali analizie często­
ś ci 10 loci typu 8TR zestawu AmpFI8TR 8 GM Plus w
próbie populacji Mał op ol sk i . Autorzy ci porównali t a kż e
uzyskane przez siebie wyniki z wc z e ś ni ej opublikowanymi dla obszaru połudn iowo -wschodniej Polski, Podlasia i centralnej Polski. W n astępnych latach Czarny
i wsp. (2005) przebadali p róbę populacji z półn ocnej
i centralnej Polski, natomiast Sołty sze w sk i i wsp.
(2006) poddali analizie p ró bę pop ula cyjną z zachodniej
Polski. Janica i wsp. (2007) analizowali częstości 10
autosomalnych loci 8TR w populacji Podlasia. Natomiast Piąte k i wsp. (2008) przebadali frekwencje 15 autosomalnych loci 8TR w populacji Pomorza Zachodniego. W śród prac doty c zący ch bad ań z zakresu genetyki
populacji nie mo ż n a oczywi ś cie p ominąć analizy struktury populacji polskiej przeprowadzonej na podstawie
zestawu AmpFI8TR 8 GM Plus i opublikowanej na stro-
27
Z PRAKTYKI
nie internetowej Wydziału Biologii Centralnego Laboratorium Kryminalistycznego KGP w Warszawie , obejmującej poka ź ną liczbę 2233 osób (http://clk.policja.pVportal/clkl503/11026IZespol_Badan_Biologicznych . html.).
Cel
bada ń
Celem niniejszej pracy było poznanie struktury genetycznej populacji l u dności z terenu Wielkopolski na
przykła dz i e próby o bejmu jącej 214 osób , na podstawie
10 loci typu STR ujętyc h w zestawie AmpFISTR SGM
Plus, oraz określenie przydat ności analizowanych loci
do badań medyczno-sądowych , a także porównanie
uzyskanych wyników z danymi dla Polski Zachodniej
(Sołtyszewski i wsp., 2006), Polski P ół noc nej (Szczerkawska i wsp., 2004), Ma ło polski (Sadowska i wsp.,
2004) oraz danymi dla obszaru Polski zamieszczonymi
na stronie internetowej Wydział u Biologii Centralnego
Laboratorium Kryminalistycznego KGP (http://clk.policja .pl/portal/clkl503/11026/Zespo'-Badan_Biolo gicz nych.html.).
Material i metody
Mate riał do ba da ń stanowiła krew oraz wymazy z jamy ustnej pobrane od 214 niespokrewnionych osób
obojga p ł ci z terenu Wielkopolski , przekazane jako materiał porównawczy do ekspertyz kryminalistycznych
zleconych do wykonania w latach 2005-2008 w pracowni biologicznej Laboratorium Kryminalistycznego
KWP w Poznaniu. DNA izolowano metodą ekstrakcji organicznej. Oce nę ilości DNA w uzyskanych izolatach
przeprowadzono z u ż yci em licencjonowanego, gotowego zestawu odczynni ków PicoGreen® dsDNA Quantitation Kit firmy Molecular Probes i aparatu Fluoroskan
Ascent FL firmy Labsystems. Otrzymane ekstrakty amplifikowano te chniką PCR z użyciem zestawu odczynników AmpF1STR® SGM Plus' " firmy Applied Biosystems i aparatu GenAmp PCR System 9700 firmy Applied Biosystems zgodnie z zaleceniami producenta.
Produkty reakcji PCR poddano elektroforezie w ż elu
polia krylamidowym z użyci em sekwenatora ABI
PRISM® 377. Otrzymane wyniki analizowa no z uży­
ciem programu GeneScan®i Genotype r®3.7 NT. Badania przeprowadzono w obecności kontroli dodatniej
(DNA o znanym genotypie) i kontroli ujemnej (próba odczynnikowa) , o trzymując prawidłowe dla nich wyniki.
Dla badanych loci obliczono częstości alleli, heterozygotycz n ość o bse rwowa ną i ocze kiwa ną (Hetob'
i Hete,p). Zg odn ość obserwowanych wa rtości z prawem
równowagi Hardy'ego-Weinberga obliczono, s tos ując
test d okładny (Guo i Thompson, 1992) z uż y c iem oprogramowania GDA v.1.1 (Genetic Data Ana/ysis). Stop ień zróż nicowani a genetyczn ego (heterozygotycz-
2.
ność) obliczono według Nei (1978), współczynnik informacji o polimorfizmie (Polymorphism Information Conten~ wed ług Bootsteina i wsp. (1980), typowy indeks
ojcostwa (Typical Patemity Index) we d łu g Brennera
i Morrisa (1989); pra wd op o dobi e ń stwo przypadkowej
zgod ności (Random Matching Probability) i siłę dyskryminacji (Discrimination Power) wg Jonesa (1972). Do
ob liczeń parametrów p rz yd at n oś ci do b a dań medyczno-sądowych wykorzystano arkusze kalkulacyjne PowerStatsV12 oraz PowerStatsV12_TH01_Data (Promega Corp.).
Następnie porównano uzyskane wyniki analizy statystycznej z wcz eśniej opublikowanymi wynikami dla
Polski Zachodniej (Soltyszewski i wsp., 2006), Polski
Półn oc nej (Szczerkowska i wsp., 2004), Małopolski
(Sadowska i wsp., 2004) oraz z wynikam i opublikowanymi dla popu lacji polskiej na stronie internetowej Wydziału Biologii Centralnego Laboratorium Kryminalistycznego KG P. Aby okreś lić , czy różn ice m i ędzy porównywanymi populacjami są statystycznie istotne zastosowano z-test frakcji wg G reń (1972), przyjmując
wa rtość krytyczną u = 1,96 dla a = 0,05 oraz u = 2,58
dla a = 0,01.
Wynik i
Na pods tawie zestawu AmpFISTR® SGM Plus'" firmy Applied Biosystems oznaczono genotypy w 10 badanych loci STR dla próby populacyjnej ludności Wielkopolski licząc ej 214 osoby. Na podstawie uzyska nych genotypów oszacowano frekwencje alleli dla 10
loci STR ujętych w wyżej wymienionym zestawie multipieksowym (tab. 1).
W tabeli g w i a z d k ą oznaczono Irekwencje alleli
mniejsze n i ż mini malna frekwencja alleli (5/2N) rekomendow ana przez National Researc h Counci l (NRC
II), obliczona na podstawi e l i c z eb ności badanej próby popul acyjnej i wyn o sz ą c a 0,011682 . Otrzym ane
częstości alle li dla poszczególn ych loci pozwo l iły na
ok reś len ie w bad anej popul acji h et ero zy gotyczności
i p ol im orfi c zno śc i analizowanych loci oraz z go dności
częstości oznaczonych genotypów z prawem równowagi Hardy'ego-Weinberg a. Wyliczone na ich podstawi e charakterystyki statystyczne przedstawiono
w tabel i 2. Wyniki testu .exact" wskazują , że otrzymane częs tości genotypów dla wszys tkich loci nie
różnią się istotnie od częstości oczekiwanych (pozio m isto tności 0,05) , a zatem brak jest podstaw do
odrzucenia Ho zakładającej, że otrzymane częstości
genotypów s ą zgodne z prawem równ owagi Hardy'ego-Weinberga. Częs tości alleli występujących
w badanych loci posłuż ył y t akż e do okre ś len i a przyd atn o śc i analizowanych loci do badań med y czn o - są ­
dowych.
PROBLE MY KRYMINALISTYKI 272(2 ) 20 11
Z PRAKTYKI
Tabela 1
anen
10 locl STR w próbie z populacji ludności Wielkopolski
Alfelic trequencies ot the 10 STR loci in the Wielkopolska population sample
Częstości
AlIel
03
VWA
Dl.
02
O.
021
01.
019
THQ1
5
0,002336'
s
0.205607
7
0,142523
•
0,011682
9
0,086449
0,0 11682
0,107477
0,02 1028
0,2 17290
92
0,002336"
9.3
0,313084
10
0,042056
0,294393
0 ,072430
0,004673 '
0,063084
0,0 11682
0,011682
11
0,00 7009'
12
0.002336'
0,327 103
0,128505
0,119 159
0,084 112
13
0,002336 "
0,004673'
0,196262
0 ,334'12
0 ,081776
0,252336
0 ,144860
0,10514 0
0 ,042056
0 .254 673
0.15 1869
0,369159
13.2
14
0,025 701
0,294393
0,109813
0,09813 1
0,172897
0,207944
0,189252
0,060 748
0 ,16822 4
0,014019
l.
0.200935
0,303738
0.214953
0.12 1495
0 ,002336 "
17.2
0,002336 "
0,004673 '
0,007009"
0,133 178
0.182243
0,098131
0,004673'
0,08644 9
18 2
19
0,042056
0,018692
16.2
17
0,144860
0,028037
15.2
16
0 ,002336 '
0,01635 5
14.2
15
FGA
0,004673 "
0,007009 "
0 ,035047
Q,102804
0,135514
0,02336 4
0,177570
0,028037
0,014019
0,165888
0,023364
0,009346'
0.09 1121
0,098 13 1
20
0,011682
21
0,00 2336'
22
23
0,095794
0 ,116822
0,00 7009'
23 .2
24
0,107477
0,107477
24.2
25
0,00 233 6
0.121495
26
0,0 11682
27
0,004673'
0,0771 03
0,030374
0,0 25701
2.
0,161215
29
0,212617
30
0,252336
30 .2
0 .053738
31
0,070093
31 .2
0,08 1776
32
0,00 9346'
32 .2
0,088785
33.2
0,039720
34 .2
0,004673 '
PROBLEMY KRV MINALlSTYKI272(2) 2011
0,1892 52
0 ,0070 09 '
22.2
0,0070 09 '
29
Z PRAKTYKI
Tabela 2
Charakterystyki statystyczne oraz przydatność 10 tocl STA w badaniach medyczno-sądowych
na podstawie próby z populacji Wielkopolski
Statistical cnemctenstce and tne usefulness ot 10 STR toci in forensic meaicine on the ot basis Grester Po/and popu/a rion sample
Populacja
wielkopolska
0351358
vWA
0165539
D251338
D851179
D21511
D18551
0195433
TH01
FGA
Liczba alleli
428
428
428
428
428
428
428
428
428
428
liczba heterozygot
175
178
170
187
172
181
189
168
157
177
0 .81776
0 ,83178
0,79439
0.87383
0 ,80374
0 ,84579
0,883 18
0.78505
0 ,73364
0.82710
0 ,7927 4
0 ,80902
0 ,75844
0 ,877 55
0,7892 1
0.842 38
0,87545
0.76995
0 ,7823 1
0,86432
heterozygotyczn ośc i
0,09453
0 ,09949
0 ,08565
0,09946
0,093530
0,11174
0,128 15
0,0884 3
0,09163
0, 12200
liczba homozygot
39
36
44
27
42
33
25
46
57
37
0,18224
0, 16822
0,20561
0,1261 7
0,19626
0,1542 1
0,11682
0,2 1495
0,26636
0,172 90
HWE*
0,4 762 50
0,952500
0,700000
0,800312
0,8806 25
0.067 187
0,427500
0,279687
0 ,229 063
0 ,935625
Prawd opodobieli stw o
przypadkowej
zgod ności (M P),
0,079 13
0,06682
0,09975
0,029 96
0,0792 6
0.049 92
0,03398
0,08927
0,08079
0,03555
tj . 1 os oba na
12,6
15
10
33,4
12,6
20
29,4
11,2
12,3
28 ,1
Sila dys krymina cj i
(PD)
0,92087
0,933 18
0,900 2 5
0,97004
0 ,920 74
0,95008
0,96602
0,91073
0,9 1921
0,96445
0,75893
0,78 117
0,71 797
0,863 11
0,7592 2
0,82186
0,860 13
0,737 50
0,74647
0,84684
0,63240
0,65928
0,58867
0,7423 4
0,60600
0,6865 9
0,76120
0, 57 159
0,48221
0,6502 7
2,74
2,97
2,43
3,96
2,55
3,24
4,28
2,33
1,88
2,89
Heterozygotyczność
obserwowan a
Hos s
Heterozy g oty c zność
oc zekiw ana
HEXP
Błąd
H omozygotycznoś ć
Ws k aź ni k informacj i
o polimorfizmie (PIC)
S iła
wykluczenia (PE)
Typowy indeks
ojcostwa (TPI)
Dla 1Q
układ ó w
STR zestawu SGM Plus:
• prawd op od obieństwo przypad kowej zgodności MP: 5,4 x 10,13 , tj . jak u 1 osoby na 1 835874 046 874 os ób:
•
sił a
dyskryminacji PD: 0,99999999999946;
• sila wykluczenia PE: 0,989657632653,
HWEO -
30
wartości p rawdopodobieństwa
P testu . exact" w oce nie stanu równow agi Ha rdy'eg o-Weinberga na podst awie 3200 losowych permutacji.
PROBLE MY KRY MINALISTYKI 27 2(2) 2011
Z PRAKTYK I
Tabela 3
Wyn iki z-testu frakcj i dla loci zestawu SGM Plus dla wybranych populacji z terenu Polski
(wartość
krytyczna u::; 1,96 dla a
= 0,05 ; u == 2,58 dla a
::; 0,01)
The .r-teer resuJts ot SGM Plus loci for chosen popu /alions ot Polan d
(critical vafue u ::; 1,96 for u = 0,05; u == 2,58 for a ::; 0,01)
Alle le
Wie l kopolska
(N = 214)
I
Pols ka za chodnia
(N= 668)
Wielkopolska
(N= 214)
I
Po lsk a Północna
( N = 145)
( N = 163)
Wielkopols ka
(N = 214)
I
Pol ska
( N = 2233)
Wielkopolska
(N = 214)
I
Mał o pol s ka
locus 03
10
b.d.
b .d.
b.d .
b.o.
11
1,8668
b.d.
0.7382
3,5793 "
12
b .d.
e.o.
b.d .
b.d.
13
0,4348
0.9095
0,8206
0,3539
14
0,530 1
0,2610
0,0266
0,5542
15
1,1593
0 ,1503
0 ,1810
1,9463
16
0 ,164 8
1,27 14
0,4287
1,38 12
17
Q,9968
0,4 179
0,9052
0,6 125
18
0,5069
0,3540
0 ,9034
0 ,7074
19
1,6066
0.6291
0,7382
0,9526
20
b.d .
b.o.
b.d .
b.d.
21
b.d.
b.o .
b.d.
b.d.
Locus vWA
11
b.d.
b.d.
b.c.
b.d .
13
0,2664
b.d .
b .d.
0,63 00
14
0,06 71
0,07 51
0,4965
2,054 1"
"
0,2253
0,2705
1,9970 "
2,1825 "
16
0,3455
0,9190
0,5067
2,8304"'
17
1,68 9
1,1094
0,9209
4 ,4836"
18
2,0724"
1,3792
2,1109"
0,2652
l.
1,360 1
0 ,7 196
1,1430
2,6924' "
20
0,0488
0,7569
0,7868
0,8440
21
0,2227
b.d.
b.d .
b .d.
Locus 0165539
7
b.d.
b.d.
b.o.
b.d.
8
1,0035
0,6404
1,064 2
0.6721
9
0,1192
0,7684
0,5525
0.2313
10
0,3606
0,0445
0,5881
0,1757
PROB LEMY KRYMIN ALISTYKI 272(2) 2011
31
Z PRAKTYKI
cd. tabeli 3
11
0,4891
0,3589
0,0026
0,48 82
12
0 ,2020
0,3983
0 ,5944
0 ,7562
13
0,5270
0.8048
Q,09 10
0 ,2922
"
1,5792
1,7543
0 ,0600
1,4942
15
b .d.
b.d .
b.d.
b.d.
locus D251338
15
b.c.
b.o.
b.o .
b.o .
16
1,3241
1,1374
1,4885
0,9726
17
0,092 3
0 ,9391
0 ,1947
0 ,4369
18
,.
1,32 56
1,02 75
0 ,1398
1,0365
Q,8 177
1,0986
0,5494
1,1216
20
0 ,5675
0.6105
0,45 89
0 ,0415
21
1.3584
1,2042
0 ,6798
1,0267
22
0 ,1560
0 ,6283
0 ,7820
0 ,1054
23
0,3597
0 ,1864
0,3863
0,002 7
2'
0,3362
0, 1722
0,1406
0,07 16
25
0.3064
0,0325
0,3372
0,076 1
26
2,143 ·
0,6237
0,0736
1,4368
27
0.51 92
0 ,2496
0.346.
0,7349
28
b.d.
b .d.
b.d.
b .d.
2.
b.d .
b .d.
b.d.
b.d .
Locus 0851179
8
0.3497
0,24 95
0,434 6
0,41 19
9
1,999 7'
0 ,7 134
b .d.
1,726
10
0,2522
0 ,0008
1,3139
0 ,866
11
0,30 97
1,1730
1,041 3
0 ,4940
12
1,8638
1,641
1,0933
2 ,4451'
13
0 ,1888
0,4884
1,4018
0,1047
"
1,585
1,701 5
1,6826
1,419
15
0 ,2343
0 ,2243
0,00 13
0.2609
16
1,1540
1,4 145
1,5533
0,4933
17
0 ,777 9
0,62 37
1,28 58
0 ,6989
18
b .d.
b .d.
b.d.
b .d.
locus 021511
32
23 .2
b .d.
b.o.
b .d.
b.d .
24.2
b .d.
b .d.
b .d.
b .d.
PROBLEMY KRYM INALISTYKI 272(2) 2011
Z PRAKTYKI
cd. tabe li 3
25
b.d .
b .d.
b .d.
b.d.
26
b.d .
b.d.
b.d.
b.d .
27
0 ,0549
Q,9330
b.d.
0,39 75
26
1,7064
2 ,3428·
0,4 112
1,26 81
28.2
b.d.
b.d.
b.d.
b.d .
29
0,4615
1,0365
1,3583
0,4 561
29.2
b .d.
b .d.
0 ,4730
b.d.
30
0.2520
1,0833
2,1275'
1,04 78
30.2
0,8533
1,4466
0,2695
0 ,1795
31
0,060 7
1,1960
0,3449
0,3024
31.2
0 ,4 985
0 ,1190
1,2394
0,28 17
32
0 ,0750
0 ,3538
2,1493"
0 ,6434
32.2
0 ,5033
1,B056
1,4006
0,2 221
33
b.d.
b.d .
b.d.
b.d
33 .1
b.d.
b.d .
b .d .
b.d .
33 .2
1,1276
1,4747
0,6622
0 ,4 12 1
34.2
Q,9108
b.d .
0 ,3469
0,8485
39
b.d.
b.d.
b .d.
b .d.
Locus 0 18551
9
b.o .
b.d .
b.o .
b .d.
10
0 .3154
b.c.
0 ,7592
3,5523"
t O.2
b.d.
b.d .
b.o.
b .d.
11
0,8894
2,568 1·
1,31 90
0,4 119
12
1,685 4
0,362 4
1, 192 0
1,42 16
13
0, 1340
0,8 10 6
0 ,7833
0 ,777 0
13.2
b.d
b .d.
b .d.
b.d.
"
0 ,6975
0 ,857 1
0,6263
0,0952
14.2
b.d.
bd .
b .d.
b .d.
15
0,2125
1,0028
1,420
1.00 17
16
Q,0091
1,7550
O,01n
0,3810
17
0.2640
1,1678
1,1767
0,6973
l.
o.o.
b.o.
b.o.
b.c.
0 ,4888
1,0660
1,1032
0,2465
18.2
b.o.
b.d.
b.d .
b.d.
19
0,2116
0.557 0
0,5587
0,573 7
17.2
PROBLEMY KRYMINALISTYKI 272 (2) 2011
33
Z PRAKTYKI
cd. tabe li 3
20
0 ,0192
0,3550
0,3683
0,5077
21
1,4279
0,0253
0,2080
1,6886
22
0 ,6709
0 ,35 38
1,0523
0,6888
23
b.d.
b.d .
b.o .
b.d .
2.
b.d.
b.d .
b.d.
b.d .
25
b .d.
b .d.
b.d.
b.d .
26
b.d .
b.d .
b .d.
b.d.
l ocus 0195433
9
b.d.
b.d.
b.d.
b.d .
9.2
b.d .
b.d .
b.d.
b.d .
10
b .d.
b.d.
b.d .
b.d.
11
0 ,434 8
b.d.
0,820B
0,0506
11.1
b.d .
b.d.
b.d.
b.o.
11.2
b.d.
b .d.
b.c .
b.d.
12
0, 1265
0,568 9
0,2158
0,3175
12.1
b.d.
b .d.
b .d.
b.d ,
12 .2
b.d .
b.d.
b .d.
b .d .
13
1,8242
1,8551
0,8273
2,074 1'
13.2
1,162 4
0,274 3
b.d .
0,1674
"
0,34 20
0 ,2760
2,1494"
0,850
14.2
0,5808
0,9330
1,3084
0 ,1948
15
1,0790
0,5834
0,6704
1,8856
15.2
1,2980
0,4911
1,5138
1.2487
16
0,9685
0,5144
1,5433
0.662 0
16,2
0 ,1960
0,5007
0.2709
0,5255
17
0 ,8496
0,9262
0,1933
0 ,3762
11.2
0 ,8754
0,6237
0,3358
0,3699
18
b.d .
0,2496
b.d.
b.d .
18 .2
0,1432
0 ,4724
0,7592
0,4535
19.2
n.d.
b.d .
b.d.
b.d .
TH01
3'
5
0,8496
0,9295
0,3683
1,15 12
6
1,3557
1,0282
0,5074
1,4804
7
0 ,3639
0,1737
0,7918
0 ,7309
8
0 ,0694
0,47 24
0,8417
0,8095
PROBLEMY KRYMINALISTYKI 272(2) 2011
Z PRAKTYKI
cd. tabeli 3
9
0 ,8 133
0 ,3260
0.6455
0 ,3737
9.3
0,7443
0 .6699
0.0840
0 ,1500
10
0 ,1558
1,1893
0 ,7868
0 ,3 156
Locus FGA
b.d .
b.d.
b.d.
b.d.
b .d .
b .d.
b.d .
b.d.
17
b.c.
b.c.
b.d.
2,9219 ' ·
18
1,9858 '
2,0062 '
1,5 127
2,0608'
19
0,9028
2,0835'
1,5419
1,092 7
20
1,30 32
0,6634
1,7040
1,3192
20.2
b.d .
b.d.
b.d.
b.d .
21
0 ,9573
1,3961
1,8059
0 ,8632
21.2
b.d.
b .d.
e.e.
b.d.
22
0,5460
0,1407
0 ,1384
0,1550
22 .2
0, 97 19
1,2817
1,1057
1,3023
23
0 ,2664
0,4337
0 ,1185
0 .0175
23. 2
0 .2864
b.d.
0 ,1466
0.5364
2.
0,2484
0,1212
0 ,2776
0 ,6603
24 .2
0,68 86
b.d.
0 ,1933
0,0506
25
0,0344
0 ,60 10
0 ,4029
Q,705
25.2
b.d .
b.o .
b.d.
b .d .
2.
1,0294
2.1563·
0,2610
0 ,3973
27
1,4461
0.2496
0,1466
0 ,9871
28
b.d.
b.o.
b.d.
b.d .
"
"
• - istotna różn ica
•• - wysoce istotna róż nica
b.d. - brak danych do porównania
Obli czon o prawd opodobi e ń stwo prz ypadko wej
(RMP), s i ł ę dyskryminacji (PD), typowy indeks ojcostwa (TPI). Obliczona łączna warto ść parametru RMP wy niosł a 5,4 x 10- 13 , tj. jak u 1 osoby na
1 835 874 046 874 osób; PD: 0,999999999999 46,
a PE 0,989657632653. Wyniki ob licz eń tych parametrów dla poszczególnych markerów genetycznych oraz
dla cał ego zestawu dla AmpFISTR®SGM Plus' " przedstawiono w tabeli 3.
Następnie frekwencje i liczebn ości markerów genetycznych zestawu AmpFISTR® SGM Plus'· uzyskane
zg odności
PROBLEMY KRYMINALISTYKI 272(2) 201 1
dla próby z populacyjnej Wielkopolski porównano
z w cześniej opublikowanym i wynikami dla populacji
Polski Zachodniej, Polski Północnej , Mał opolski oraz
danymi dla populacji polskiej opublikowanymi na stronie internetowej Wyd z ia łu Biologii Centralnego Laboratorium Kryminalistycznego KGP.
Wyniki analizy statystycznej z zastosowaniem z-testu frakcji zawarto w tabeli 4. Warto ś ci umieszczone
w tabeli przedstawiają wi elkoś ć różn i c pom ięd zy porównywanymi populacjami wymienionymi w nagł ówku
tabeli.
35
Z PRAKTYKI
Omówienie wyników i dyskusja
W niniejszej pracy podjęto p róbę przeprowadzenia
z zakresu genetyki populacji obej m ującej 214
osób z trenu Wielkopolski . N ajwię kszą l i cz bę alleli
oznaczono w locus 01 984 33 (14 alleli), natomiast najmn i ej szą w loci 01 685 39 oraz TH01 (po 7 alleli), co jest
zgodne z sugestiami Chakrabortry (1992), ż e na podstawie 100-150 próbek ONA poch odz ąc y c h od niespokrewnionych osób można ujawnić od 5 do 15 alleli dla
poszczególnych loci 8TR. Obliczone na podstawie frekwencji analizowanych loci siła dyskryminacji (PO) wyn os z ąca 0,99999999999946, sila wykluczenia (PE) wynosząca 0,989657632653 oraz prawd opodobieństw o
przypadkowej
z g odności
(RMP)
wyn os zą c e
5,4 x 10- 13 , tj. jak u 1 osoby na 1 835 874 046 874
osób, jednoznacznie wskazują , że badany zestaw loci
8TR charakteryzuje s ię bardzo dobrymi parametrami
biostatystycznymi i wskazuje , że multipleksowa reakcja
amplifikacji tych loci jest wysoce przydatnym narzę­
dziem w identyfikacji materiał u biologicznego.
W celu stwierdzenia ewentualnych różnic rozklad
frekwencji alleli loci 8T R badanej próby z populacji
Wielkopolski porównano z danymi d otycząc y m i populacji Polski Zachodniej, Polski Północnej, Małopolski
i całej Polski, stosując test statystyczny z-test frakcji.
W locus 0 38 1358 w populacji Wielkopolski wśród
ujawnionych allel i stwierdzono alle l 12 ( częstość
0,002336), który nie został ujawniony w żadnej z porównywanych populacji. W porównaniu z popu lacją
Polski Północnej ujawniono także allel 10 (cz ęs to ś ć
0,007009), nie stwierdzono natomiast allela 10 wystę­
pujące go w populacji Polski Pólnocnej z częstością
0,010. Podobnie w badanej próbie z Wielkopolski nie
stwierdzono alleli 20 i 21 występujących w populacji
Polski z cz ęs tościa mi odpowiednio 0,0004 i 0,0002. Na
podstawie oszacowanych wa rt oś c i u dla z-testu frakcji
stwierdzono, że z wyjątki em allela 11 wyk a z u j ą cego
wysoce istotne r ó ż n i ce m i ęd zy p op ul a cj ą Wielkopolski
i całej Polski (u = 3,5793) porównywane populacje nie
róż n ią s ię istotnie m iędzy so bą pod względe m frekwencji alleli.
W locus vWA w populacji z Wielkopolski, wśród
ujawnionych allel i stwierdzono allel 13 ( c z ę sto ś ć
0,004673), który zaobserwowano w populacji Polski
Zachodniej i populacji Polski, natomiast nie został
ujawniony w populacjach Polski Północ n ej i Małopolski .
W badanej próbie z Wielkopols ki nie stwierdzono allela
11 wys tęp ującego w popu lacji Polsk i Zachodnie j
i populacji Polski z częstości ami odpowiednio 0,001
i 0,0007. Na podstawie oszacowanych wartości u dla
z-testu frakcji stwierdzono , że populacje Wielkopolski
i Polski Północnej nie różnią s ię istotnie m i ędzy so b ą
pod wzg l ę dem frekwencji alleli, natomiast mi ęd zy pobadań
36
pu l acją Wielkopolski i Polski Zachodniej stwierdzono
statystycznie i stotn ą różnicę jedynie we frekwencji allela 18 (u = 2,0724). Porównanie populacji Wielkopolski
z Małopo lską wykazalo statystycznie istotne różnice
we frekwencji alleli 15 (u 1,9970) i 18 (u 2,1109).
Najwięcej różn i c stwierdzo no między p op ul acj ą Wielkopolski a Polskl, tj. wysoce istotne dla alleli 16, 17, 19
(odpowiednio u = 2,8304, u = 4,4836, u = 2,6924) oraz
istotne dla alleli 14 i 15 (odpowiednio u = 2,0541 i u =
2,1825).
W locus 0168539 w populacji Wielkopolski nie
stwierdzono allela 7 występ ującego w populacji Polski
Zachodniej (częstość 0,01) i w populacji Polski (czę ­
sto ść 0,0002), a także allela 15 wystę p ują c ego w populacjach Polski Zachodn iej, Małopolsk i i Polski z często ­
ściam i odpowiednio 0,002, 0,003 i 0,0013. Na podstawie oszacowanych wa rtości u dla z-testu frakcji stwierdzono, że porównywane populacje nie różnią s ię istotnie m iędz y sobą pod wzg lędem frekwencji alleli.
W locus 0 28 1338 w badanej próbie populacji
z Wielkopolski nie stwierdzono allela 15 występują cego
w populacji Polski Pó łn o c n ej (cz ęstość 0,0033) i w populacji Mało pols ki (częstość 0,004), a takż e allela 28
występującego w populacjach Polski (częs tość 0,0002)
oraz allela 29 wys t ępującego w populacji z Polski Zachodniej (0,001). Na podstaw ie oszacowanych wartoś ci u dla z-testu frakcji stwierdzono , że z wyjątkiem allela 26 wykazująceg o istotne statystycznie różn ice mi ę ­
dzy populacjam i Wielkopolski i Polski Zachodniej
(u = 2,143), porównywane populacje nie r óżn ią się statystycznie istotnie m iędzy so b ą pod wzg lędem frekwencji alleli.
W locus 0 88 1179 w badanej próbie z Wielkopolski
nie stwierdzono allela 18 występujące go w populacji
Polski (częstość 0,0002). Natomiast w p rzeciwie ństwie
do populacji Mało polski stwierdzono allel 9 (częstość
0,021028), wyst ę p uj ący t a kż e w populacjach Polski Zachodniej (c zę stość 0,009), Polski Pólnocnej (częs tość
0,014) i Polski (częs tość 0,114). Na podstawie oszacowanych wartości u dla z-testu frakcji stwierdzono, z wyjątkie m allela 9 wykazującego istotne statystycznie róż­
nice między populacjami Wielkopolski i Polski Zachodniej (u = 1,9997) oraz allela 12 wyka zu jącego istotne
statystycznie ró żn i c e m ięd zy populacjami Wielkopolski
i Polski (u = 24457) , że porównywane populacje nie
różnią s ię statystycznie istotnie między sobą pod
wz g l ę d e m frekwencji alleli.
W locus 02 18 11 w badanej próbie z Wielkopolski
nie stwierdzono alleli 24.2 i 25 wystę puj ącyc h w populacji Polski z cz ęstośc ią 0,0002 , a t akże allela 26 wystę­
pującego w populacji Polski Zachodniej z częstością
0,001, w populacji Polski P ół n ocn ej z częstoś c i ą 0,003
i w populacji Polski z czę st ości ą 0,016. Nie zaobserwowano t a kże allela 28.2 wystę p ują cego w populacji
=
=
PROBLE MY KRYMINALISTYKI 272(2) 2011
Z PRAKTYKI
Polski Zachodniej (czę stość 0,001), populacji Małopol­
ski (cz ęs tość 0,025) i popu lacji Polski (czę st oś ć
0,0002) . Na podstawie oszacowanyc h wartości u dla
z-testu frakcji stwierdzono statystycznie istotne róż nic e
miedzy populacjami Wielkopolski i Polski Północ nej dla
allela 28 (u = 2,3428) oraz między populacjami Wielkopolski i Mał opo lski dla alleli 30 i 32 (odpowiednio
u = 2,1275 i u = 2,1493). Poza tym porównywane populacje nie różn ią się istotnie m iędzy sobą pod wzglę­
dem frekwencji alleli.
W locus D18S51 w badanej próbie z Wielkopolski
nie stwierdzono alleli 9, 10.2, 13.2 i 14.2 wystę puj ących
w populacji Polski z częst ości ą 0,0002. Na podstawie
oszacowanych wa rtości u dla z-testu frakcji stwierdzono wysoce istot ną różnicę miedzy populacjami Wielkopolski i Polski dla allela 10 (u = 3,5523) oraz istotną statystycznie różn icę między populacjami Wielkopolski
i Polski P ół nocnej dla allela 11 (u = 2,5681). Poza tym
porównywane populacje nie różnią się istotnie między
sob ą pod względem frekwencji alleli.
W locus D19S433 w badanej próbie z Wielkopolski
nie stwierdzono alleli 9, 10, 11 .1, 11 .2, 12. 1 wys tęp uj ą­
cych w popu lacji Polski z częstości ą 0,0002, alleli 12.2
i 18 występujących w populacji Polski z częstośc ią
0,0004, a także allela 19.2 wystę p ując e go w populacji
Polski z częstością 0,0007. Stwierdzono natomiast allel
9.2 o częstośc i 0,002336, którego nie obserwowano
w żad nej z porównywanych populacji. Na podstawie
oszacowanych wartości u dla z-testu frakcji stwierdzono statystycznie ist otn ą różn icę m iędzy populacjami
Wielkopolski i Małopolski dla atleta 14 (u = 2,1494) oraz
między populacjami Wielkopolski i Polski dla allela 13
(u = 2,0741). Poza tym porównywane populacje nie
róż nią się istotnie m iędzy s ob ą pod wz g l ędem frekwencji alleli.
W locus THOl w badanej próbie z Wielkopolski nie
stwierdzono allela 8.3 występującego w populacji Polski z częstością 0,0002 oraz allela 11 występującego
w populacji Małopolski z częstością 0,0009 i w populacji Polski z częstością 0,0002. Stwierdzono natomiast
allel 5 o częstości 0,002336 występujący w populacjach Polski Zachodniej (cz ęstość 0,001) i Polski P ół ­
nocnej (częstość 0,007), a nieujawniony w populacji
Małopolski . Na podstawie oszacowa nych wartoś ci u
dla z-testu frakcji stwierdzono, ż e porównywane populacje nie różnią się istotnie między sob ą pod wzg lędem
frekwencji alleli.
W locus FGA w badanej próbie z Wielkopolsk i nie
stwierdzono allela 14 wyst ę p uj ące g o w populacji Mało ­
polski z częstością 0,003 oraz allela 16 występującego
w populacji Polski Zachodniej z c zęstością 0,002 i w
populacji Polski z często ścią 0,0007. Nie zaobserwowano ta kż e allela 20.2 wyst ęp uj ąc e go w populacji
Polski Pó łnoc nej z cz ę stością 0,01O i w populacji Pol-
PROBLEMY KRYMIN ALISTYKI 272(2) 2011
ski z częstością 0,0004. Nie stwierdzono t akże allela
21.2 wy stępując e g o w populacjach Polski Zachodniej
(częs tość 0,002), Polski Pół noc n ej (częstość 0,007),
Małopols ki (częstość 0,003) i Polski (częstość 0,0027).
W badanej próbie z Wielkopolski nie stwierdzono także
atleta 25.2 obserwowaneg o w populacji Polski z często­
ś cią 0,0004 i allela 28 występującego w populacjach
Polski Zachodn iej ( cz ę st ość 0,0002), Polski Południo­
wej (częstość 0,007) i Polski (częstość 0,0004). Na
podstawie oszacowanych wa rtośc i u dla z-testu frakcji
stwierdzono wysoce is totną różnicę m iędzy populacjami Wielkopol ski i Polski dla allela 17 (u = 2,9219) oraz
istotn ą różnic ę dla allela 18 (u = 2,0608) m i ęd zy tymi
populacja mi. Ponadto stwierdzono statystycznie istotne
różnice mi ę d zy popu lacją Wielkopotski i p o pu l acj ą
z Polski Zachodn iej dla allela 18 (u = 1,9858), a także
populacją Wielkopolski i Polski Pół nocnej dla allela 18
(u
2,0062) , allela 19 (u
2,0835) i allela 26
(u = 2,1583) . Poza tym porównywane populacje nie
ró żnią się istotnie między sobą pod względem frekwencji alleli.
=
=
Wn ioski
1. Wyniki testu .exact" wskaz ują , że otrzymane czę­
stości genotypów w próbie populacji l udności
Wielkopolsk i dla wszystkich 1O loci STR nie są
istotnie różne od często śc i oczekiwanych (poziom
isto tnoś ci 0,05), a zatem są zgodne z prawem
równowag i Hardy'ego--Weinberga.
2. Obliczone parametry biostatystyczne potwierdzaj ą duż ą przydatność zestawu SGM Plus w badaniach kryminalistycznych do identyfikacji materiału biologicznego (PD
0,99999999999946; PE
0,989657632653; RMP = 5,4 x 10- 13 ) .
3. Wśród analizowanych układów STR najbardziej
polimorficz ne loci to D2S1338 (PIC = 0,86311 )
i D18S51 (PIC = 0,86013).
4. Stwierdzone na podstawie oszacowan ych wartości u dla z-testu frakcji istotne lub wysoce istotne
ró ż nice w l icz eb n ośc i a ch i frekwencjach pojedynczych alleii miedzy p op u l a cj ą Wielkopolski a populacjami Polski Zachodniej, Polski P ółnocnej,
M ało polski i Polski oraz zaobserwowane niewielkie ró żnic e w zakresie ujawnionych dla poszczególnych loci STR alleli mogą wyn ikać z różnych liczebności porównywanych populacji.
5. W świetle uzyskanych wyników analizy biostatystycznej wskazane jest prowadzen ie dalszych badań obejmujących populację Wielkopolski w celu
monitorowania ewentualnych zmian zachodz ą­
cych w jej strukturze genetycznej oraz dalsze badania porównawcze z populacjami innych regionów Polski.
=
=
37
Z PRAKTYKI
BIBLIOGRA FIA
1. Boots te in O., White R., Sko lnic k M., Oavies R.: Construction ot a genetic linkage map in man using restriction
fragmen t length polym orph isms , "American Joumal ot Hum an
Gene!ics" 1980, 32: 314.
2. Brenn er C., Morris J.: Patemity index ca lcuł ano n s in
single locus hypervariable DNA probes : validation and other
studies, In Proceed ings for the International Symposium on
Human ldent itication 1989, Promega Corporation, Madison,WI 1989: 21.
3. Cha kraborty R.: Sample size requirements for addressing the populatlon genetic issues ot teren sic use ot DNA typing, . Hurnan Biology" 1992,64: 14 1.
4. Czarny J. , Grzybows k i T., Oerenko M., Maly archuk
B., M i ścicka ·Sllw ka D.: Genetic variation ot 15 STR loci
(03S1 358, vWA, FGA, TH0 1, TPOX, CSF1PO, 05S818,
013S317, 0 7S820 , 016S539, 02S1338, 08S1179 , 021S11 ,
018S51 and 019S433) in populalions ot notrh and central Poland, .Forensic Science International" 2005 , 147: 97.
5. Gren J.: Statystyka matematyczna - modele i zadania,
PWN, Warszawa 1976, 79.
6. Guo S., Thompson E.: Performing the exact test ot
Hardy-Weinberg proportlon for rnultiple alleles , .Blome trics"
1992,48: 361.
7. Jacew icz R.. Berent J. , Bąbol K., Szram S.: Rozk ład
częstości alteli w 10 loci STR w regionie centralne j Polski, "Archiwum Medycyny Sądowej i Kryminologii" 2004 , LIV: 25.
8. Janica J., Pep i ński W., S kawrońs ka M., NIemcunowi cz-Janl ca A., Koc-Żórawska E.: Polimorfizm 10 autosomalnych loei STR w popu lacji Podlasia - rozszerzenie typowego panelu badawczego, "Archiwum Medycyny Sadowej
i Kryminologii" 2007, LVII: 248.
9. Jones O.: Blood sampies: Probability ot discrirnination,
.,Journal ot the Forens ic Science Society" 1972, 12: 355.
10. Koz ioł P., Cies ielka M., Chocholska S., M ą d r o R.:
Badania populacyjne tnpleksu STR (0 3S1744, 012S1 090
i D18S849) w p ołud niowo-wschod n im regionie Polski, "Archiwum Medycyny Sądowej i Kryminologii" 2001, LI: 305.
11. Koz ioł P., Ciesielka M., M ą d ro R., Kra jka A.: Genetic
data on 19 STR loci in south-east Poland, . Forensic Science
International" 2004 , 139: 89.
12. Krzyżańska A., Kowa lczyk E., Markowska J., Dobosz T.: Loci STR 02S 1338 i 0 19S433 w próbce populacyjnej z terenu Dolnego Śląska, "Archiwum Medycyny Sądowej
i Kryminologii" 2006 , LVI: 236.
13, K u żnlar P., Ploski A.: STR data for the powe r plex-16
loci in a population fram Central Poland, . Forensic Science International" 2004 ,139: 261.
14. Lew is P., Zaykln O.: Genetic Data Analysis : Computer
program for the analysis of allelic data V 1.1 (d16c), Free program distributed by the authors over internet fram http;//Iewis.eeb.uconn.edu/lewishome/software.htm/
3.
15. Nei K.: Estimation ot average heterozygosity and genenc distanee fram a smali number of individuals, "Genetics"
1978, 89: 583.
16. Pa włows k i R., Oett la tl-Kąko l A., Jezierski G., Maciejewska A., Paszkowska R., Reichert M.: Genetyka populacyjna dz iewię ci u loci typu STR z zestawu Profiler Plus w
próbce populacyjnej z obszaru Polski, "Archiwum Medycyny
Sąd owej i Kryminologii" 2000, L: 207.
17. Pep ińsk i W., Skaw roń ska M., Janlca J., Niemcunow icz-Jan ica A., Sołtyszews k i 1., Wardaszka Z.: Genetyka
populacyjna 10 loci typu STR w próbce populacyjnej Podlasia
(polska półn ocno-wschod nia} , "Archiwum Medycyny Sąd o­
wej i Kryminolog ii" 2003 , LIII: 49.
1B. P iątek J ., Jacewicz R., Osso wski A., Parafin luk M.,
Berent J.: Population genetics of 15 autosomai STR loci in
the population of Pomorze Zachodnie (NW Poland), . Forensic
Science Internat ional: Genetics" 200B, 2: e41 .
19. Sado wska E., Lech M., Sołtyszewsk i 1.: Analiza 10
loci zestawu SGM Plus w próbce populacyjnej Małopolski ,
"Problemy Kryminalistyki" 2004 , 244: 49.
20. Sołtyszews ki 1., Peplńskl W., Piątek J., Żuk J., Jóż­
wi ak R., Janica J.: Genetic data on 10 STR loci a population
of western Poland, .Fo rensic Science Internat ional" 2006,
161: 69.
21. Szczerkowska Z., Kapińska E., Wysocka J., Cybulska L.: Northern Polish populatlon data and forensic usefulness of 15 autosoma i STR loci. frekwencji 15 loci, .Forensic
Science Internationa l" 2004,144: 69.
22. Szczerkowska Z., Wysocka J., Kap i ńs ka E.. Cybulska L.: Genetyczna zm ie n ność w ob rę b i e 14-tu loci typu
VNTR w populac ji Polski Pó łn ocn ej , "Archiwum Medycyny
Sądowej i Krymino logii" 200 1, LI 227.
23. Turowska B., Sana k M.: Badanie czę stości alleli niektórych systemów typu STR w populacji Polski Południowej ,
"Archiwum Medycyny Sąd owej i Kryminologii" 1998, XLVIII:
97.
24. Turowska B., Sanak M., Opolska-Bogusz B.: Wstęp­
ne badanie popu lacji Polski Połudn io wej w zakresie 10 STR
loci z zestawu AmpFISTR SGM Plus. "Archiwum Medycyny
Sądowej i Kryminologii" 2001, LI: 93.
25. Turowska B., Sana k M.. Opolska-Bog usz B.: C zę­
sto ści alleli układów STR: LPL, F13B i HPRTB w popu lacji
Połski Poł udniowej, "Archiwum Medycyny Sąd owej i Kryrninologii" 1999, XLIX: 149.
26. Turowska B., Sanak M., Opo lska-Bogusz B.: Wstęp­
ne badanie populacji Polski Połu dn i owej w zakresie 10 STR
loci z zestawu AmpF ISTR SGM Plus, "Archiwum Medycy ny
Sąd owej i Kryminologii" 2001, 51: 93.
Streszczenie
W pracy przedstawiono wyniki badmi cz ęs to ści aUdi 10 loci
typu STR uzyskane dla próby populacyjlJ cj luduoici z terenu
Wielkopolski. Wyizolowane metodą orga/li czną DNA z 214 próbek w postaci krwi i wymazów z jamy listllej amplifikowano nre-
PROB LE MY KRYMINAL ISTYKI 272(2) 2011
Z PRAKTYKI
tOi.fą PCR z użyciem zestawu odczynnik6w AmpFlSTR® SGM
Plus H t f irmy Applied Biosystems. Produkty amplifikacji poddalIO elektroforezie płytouxj w żelu poliakrylamidowym z uźyc iem
sek'll'cllatorn A BI PRlSM® 377. Analizę otrzYI1lUl Jycll wyników
przcproumdzono z uźyciem programu GeueScadPJ i Gmotyp er®
3.7 NT. Uzyskane dam' poddano analizie statystycznej z wykorzystaniem arkuszy knlkulacyjnych PowaS tatsV12oraz Pouv rStalsVJ2J HOJ_Data (Promega Corp.) oraz GDA V. 1.1 pod
kątem ich p rzyda t ności w badaniach kryminalistyczlJych i medycz,tO -sądowych. Następn ie wyniki uzyskane dla próby populacyjnej Wielkopolski por6wnano z wynikami dla populacji Polski Zachodniej, Polski Pólnocnej, Malopolski oraz danymi dla
populacji polskiejopublikowanymi na stronie intcm ctouej Wydzia łu Biologii Centralflego Laboratorium Kryminalistycznego
KCl'. stoeuiac lest stalystycZlly z-test frakcji.
Sł o wa kl uczowe: Short Tandem Repents (STRs), AmpF/STR SCM pIIIS, badania poplllacyjlle, Wielkopolska
PROBLEMY KRYMINALISTYK I 272 (2 ) 2011
Smnmary
The artie/e prescnts the results of a research on allelic
frequencies of Ihe 10 STR loei in a Grea ter Poland populalian
santple, The DNA, isolated f rom 214 samples of blood and
buccal swabs usiug thc organie methcd, was amplijied with the
help of pCR method lIsilIg the AmpF1STR SGM PIlIs reagents.
prodnced by A pplied Biosystel1ls. Then, tllC products of
amplijication toere subiect to e1ectrophoresis.
Subsequently, the obtained dala was stalistical1y analyzed,
taking into account their llscful1l ess i" forensic examinations.
Then, the reeutte obtained in the Grenler Poland population
sample were compared willt the result s achieued f or the
populalion of Westl'r1/ and Northcm Poiand, the Lesser Poland
as weJf as the dala published on the official site of Biology
Departnten! of Centrat Forensic Labom toru oj the Polish Police.
Keyw ords: Snort Talldem Repeats (STRs) ampF/STR SGM
Plus, population-based study, Grater Poland.
39