平均突變率大于觀察率的次數記錄，并且 用于得到1〇〇,〇〇〇次迭代（iteration)內的單尾p值。群體間缺乏顯著差異使得能夠合并群 體間的突變率。
[0040] 為探究Yfiler和RM γ-STR組的突變率而非組內各標記的突變率，鑒于所分析的Y- STR數目，計算各組的各父子對之間觀察到的突變總數。然后根據具有泊松分布(Poisson distribution)的貝葉斯范例來對該參數進行建模。使用具有γ分布的先驗，其中擴散形狀 (diffuse shape)為1并且標度為200,這暗示均值為0.005以及方差為40000的突變率。后驗 分布遵循共輒γ分布，形狀為1 +(突變總數）并且標度為1/(1/(200 +所使用標記的總 數））。為估計各組中觀察到至少一個突變的概率，根據各組Y-STR的后驗分布的估計形狀和 標度，用R包裝45的γ函數進行100000 Monte Carlo重復。
[0041 ] 就RM Y-STR組而言，估計的中值突變率為0.0197 (95%置信區間0.018 - 0.022)， 這是由17種標記組成的YFiler組所顯示的0.0028的中值率（范圍為0.0023至0.0035的95% 置信區間）的約7倍。接著，將給定父子對中每Y-STR組觀察到至少一個突變的概率(反映區 分男性親屬的最低標準)估計為1減去觀察到〇個突變的概率，這直接根據泊松分布來估計： 在任何給定父子對中任一 YSTR組內觀察到至少一個突變(k)的概率直接根據泊松分布來估 計：
，其中N代表標記數，m代表獲自后驗分布抽樣的標 記組的平均突變率。假定每組的全部Y-STR已成功進行基因型分型，并且使用各組標記突變 率的后驗估計，RM Y-STR組觀察到至少一個突變的概率為0.1952 (0.177至0.21的95%置信 區間）。該值為YFi 1 er組所估計的值(0.047 (0.038至0.057的95%置信區間））的超過4倍，但 相對冊￥-5了1?組，￥?丨164且中包括額外的6種標記。用內部開發的]\^1313腳本(￥7.6.0.324， The Mathworks，Inc.，Natick，MA，USA)使用泊松回歸對決定突變率的分子因素進行建 模。將突變率建模為依賴于重復長度、序列基序、基因座復雜度以及堿基對(三_、四_、五-或 六核苷酸）中重復長度的函數，為：
其中假定S依賴于上述因子，以下列形式：
其中L代表等位基因的長度(重復數目，最長的同源陣列或總基因座的），S代表序列基 序（由重復序列基序中A、T、C或G核苷酸數目組成），C代表基因座的復雜度（以二元或定量形 式），V為存在的變量基序數，R為重復長度，且N為基因座的拷貝數。使用逐步回歸程序，進入 的概率為〈0.05,移出的概率為2 0.10。為清楚起見，下文將闡明用于定義和計算基因座內 重復數以及基因座復雜度的方法。
[0042]根據Kayser等對基因座命名進行建模，其中需要同一基序的至少3個連續重復來 將給定重復區段定義為基因座，并且將任何多于一個堿基，但少于一個完整單位的間斷分 類為終止該基因座。個體Y-STR基因座包含1至5個重復塊(repeat block)，例如具有5塊 (CCT)5(CTT)1(TCT)4(CCT)1(TCT)19的DYS612。若基因座包含多于一個可變區段，并且重復 數不能精確分配給全部個體的所有重復區段，則將該基因座從回歸分析中移出。若相對群 體的其余部分，在任何經測序個體中觀察到重復數中的變化，則將區段定義為可變的。
[0043]重復數:直接計算最長同源陣列中的重復數，并且計算各基因座的群體均值。此 外，還加上最長陣列周圍的任何額外重復以計算各基因座的重復總數。在上述DYS612的實 例中，最長陣列長度為19,而重復總數為30。
[0044] 重復長度:重復基序的堿基對中的長度，其范圍為3至6(包括三_、四_、五_、六-和 七核苷酸重復）。
[0045] 復雜度:對于每一基因座計算兩個復雜度統計。首先，使用二元分類系統，其中將 僅具有一個重復區段(例如（GATA)IO)的基因座歸為簡單的，同時將任何具有兩個或更多 個重復區段（由多于3個連續重復組成）的基因座(例如(GATA)10(CATA)3)歸為復雜的。其 次，K a y s e r等如下的復雜度公式提供了更多的定量信息：
其中η為基因座中的重復總數，si為第i個 序列基序的重復數，并且如'為第i塊中的重復數。在SPSS vl5.0 (SPSS Inc.)中進行相關 和對數線性回歸分析，如同所有均值比較測試（利用A N 0 V A，曼-惠特尼U和K r u s k a 1 Wallis)一樣。
[0046] 重復長度:重復基序的堿基對長度，其范圍為3至6(包括三_、四_、五_、六-和七核 苷酸重復）。
[0047] Y-STR標記的突變率 為定義給定RM Y-STR組區分男性親屬的期望并且將該潛能與常用的YFiler組相比較， 應用貝葉斯方法，得到兩Y-STR組中每組的平均突變率。就STR組而言，借助泊松分布對在一 個父子對中觀察到的突變數進行建模。使用擴散形狀為1且標度為1/0.005的先驗共輒γ分 布。得到遵循γ分布的后驗分布，形狀為1+突變總數及標度為1/(1/0.005 +所使用的標記 總數)并且進行100000次Monte Carlo重復。
[0048] 此外，為檢驗獨立樣品中新RM Y-STR組對于區分男性親屬是否實用且有用，在來 自80個男性系譜的107對(其系譜內的1至20個世代之間具有親戚關系）中的，對兩組標記組 進行基因型分型并且將結果與從YFiler得到的結果相比較。系譜來自德國的格賴夫斯瓦爾 德和基爾（N. von ffurmb-Schwark, V. Malyusz, E. Simeoni, E. Lignitz, M. Poetsch, For. Sci. Int. 159，92-97 (2006)以及柏林(本研究新出現的）地區，比利時 的魯汶地區（本研究新出現的），波蘭的華沙地區（本研究新出現的）以及來自加拿大C. Moreau , H. Vez ina, V. Yotova, R. Hamon, P. de Kniff等·，Am. J. Phys. Anthropol. 139, 512-522 (2009), M. Vermeulen, A. ffollstein, K. van der Gaag, 0· Lao, Y. Xue等·，For. Sci. Int. Genet·, 3, 205-213 (2009)以及德國中部 M. Kayser, M. Vermeulen, H. Knoblauch, H. Schuster, M. Krawczak, L. Roewer, For. Sci. Int. Genet. 1，125-128 (2007))，如其它地方描述的。通過DNA數據(在各種系譜 之間包括常染色體STR、HLA和RFLP分型、Y-STR和Y-SNP分型以及mtDNA測序）以及另外通過 家族或政府文件記錄來確認所有系譜。只有兩組均具有完整基因型的對，或在部分基因型 的情況下，在一個或多個基因座顯示突變的對包括在計算中。圖2中提供結果。RM Y-STR組 通過至少1個突變區分了超過65%的對，反映男性親屬區分水平是YFi 1 er組(僅13%)的5倍， 這與我們對最初父子對分析的統計期望相似。在系譜內，RM Y-STR組區分了60%的父子對， 54%的兄弟以及87%的第二代堂兄弟姊妹。若親屬被多于11次的減數分裂而分開，則用RM Y-STR組通過1個或多個突變來分開100%的個體。相比之下，所述Y-filer組在該數據集中未 區分父子對和第二代堂兄弟姊妹，而僅區分該數據集中6%的兄弟。
[0049]通過基于多重熒光的片段長度分析，在多達1966種經DNA-確認的父子對中，篩查 186種三-、四-、五-、六核苷酸Y-STR標記中每一標記的突變，由此直接觀察到352,999個減 數分裂轉移(技術詳情參見表1)。為證實突變，父及其子之間觀察到的所有Y-STR基因型差 異通過用于單拷貝和雙重標記的DNA序列分析，或通過用于多拷貝Y-STR(具有多于2個拷 貝）的雙重片段長度基因型分型分析(其中序列分析是無信息的)來證實。總的來說，在所研 究的186種Y-STR標記的120種(64.5%)中，我們鑒定了924種經證實的突變(所觀察各突變的 詳情可參見補充數據S2)。就66 Y-STR標記而言，所分析的多達1966個父子對不允許我們檢 測突變，這是由于潛在突變率非常低。所用的大量Y-STR標記確定了基于貝葉斯的突變率范 圍，根據后驗分布中值該范圍估計為每標記每世代3.81xl0_ 4 (95% Cl 1.38xl0_5至 2.02叉10-3)至7.73叉10-2(6.51叉10- 2至9.09叉10-2)(圖1，表1)。91種丫-5丁財示記（48.9%)的突 變率為約10- 3,另外的82種標記(44%)為約10_4,并且13種（6.9%)為約10_2。在全部186種Y-STR標記中，平均突變率為3.35x10- 3 (95% CI 1.79x10-3至6.38χ10-3)，對于本文包括的作 為Y-STR標記的最大重復長度亞組的122個四核苷酸重復的平均率為4.26xl