عدم التوازن الارتباطي

عدم التوازن الارتباطي ، والذي يُختصر غالبًا إلى LD، هو مصطلح في علم الوراثة السكانية يشير إلى ارتباط الجينات، وعادةً ما تكون جينات مرتبطة، في مجموعة سكانية. وقد أصبح أداة مهمة في علم الوراثة الطبية ومجالات أخرى ^{[ 1 ] [ 2 ]} .

عند تعريف عدم التوازن الارتباطي، من المهم أولاً التمييز بين مفهومين مختلفين: عدم التوازن الارتباطي والارتباط ( الارتباط الجيني ). يشير عدم التوازن الارتباطي إلى ارتباط الجينات في مجموعة سكانية. أما الارتباط، فيُبين ما إذا كانت الجينات موجودة على نفس الكروموسوم لدى الفرد . لا توجد علاقة حتمية بينهما. فالجينات المرتبطة ارتباطًا وثيقًا قد تكون مرتبطة أو غير مرتبطة في المجموعات السكانية. عند النظر إلى الآباء والأبناء، إذا كانت الجينات في مواقع متقاربة موجودة معًا لدى أحد الوالدين، فستوجد عادةً معًا لدى الأبناء. لكن عند النظر إلى أفراد في مجموعة سكانية ليس لها أصل مشترك معروف، يصبح من الصعب جدًا تحديد أي علاقات.

لإعطاء مثال ملموس، وإن كان افتراضياً، فيما يتعلق بتكرار الصفات، لنفترض حالة يكون فيها "جين الشعر الأحمر" مرتبطاً ارتباطاً وثيقاً بـ"جين العيون الزرقاء". ماذا يُخبرنا هذا عن التكرار المتوقع للأفراد ذوي الشعر الأحمر والعيون الزرقاء في المجتمع؟ هل يُتوقع أن يكون جميع ذوي الشعر الأحمر ذوي عيون زرقاء، لمجرد أن الجينات المسؤولة عن هاتين الصفتين مرتبطة ارتباطاً وثيقاً؟

_{لنفترض وجود} أليل A في الموضع A بتردد pA في مجتمع معين. وفي موضع B المرتبط _به ، يكون تردد الأليل B هو pB _. السؤال هو: ما هو التردد المتوقع pAB لزوج الأليلات، أو النمط الفرداني ، AB ؟ (انظر الملاحظة أدناه حول التسمية الجينية).

إذا كان الأليلان A و B مستقلين في مجتمع ما، فإن p _AB ، بحسب التعريف، هو ببساطة حاصل ضرب p _{A و} p _B. ويُعطى الفرق بين هذين الناتجين بواسطة D ، وهو معامل عدم التوازن الارتباطي.

D = p _AB - p _A p _B

يشير انحراف D عن الصفر إلى LD.

يبدو أن مصطلحي "الأليل A في الموضع A " و"الأليل B في الموضع B " معقدان بلا داعٍ. لماذا لا نستخدم ببساطة " الجين A " و" الجين B "؟ تكمن المشكلة في أن مصطلح "الجين" استُخدم منذ نشأة علم الوراثة دون فهم واضح لطبيعته. لذا، ورغم شيوع استخدامه، يُتجنب استخدامه الآن في المجلات العلمية المتخصصة في علم الوراثة (انظر ^{[ 3 ]} لمناقشة تغير تعريف الجين). وهذا أمر مؤسف في مناقشات ترددات الجينات في المجتمعات، حيث لا تُعد طبيعة الجين مهمة.

إن استخدام مصطلح " أليل " بدلاً من "جين" يتجاوز هذه المشكلة، لكن بطريقة غير مُرضية تماماً. فقد عُرِّف الأليل في الأصل، ولا يزال يُفهم، بمعنى "بديل"، والأليل A والأليل B ليسا أليلين (لبعضهما البعض). وأسهل طريقة للحديث عن هذه "الأشياء" المرتبطة هي استخدام مصطلح "جين".

كان التوقع، الذي يعود إلى عام 1918، هو أنه لا يُتوقع وجود عدم توازن الارتباط، حتى بالنسبة للمواقع الجينية المرتبطة ارتباطًا وثيقًا. وقد أظهر روبنز ^{[ 4 ]} أن إعادة التركيب من المتوقع أن تقلل قيمة D في كل جيل بمعامل (1 - c )، حيث c هو تردد إعادة التركيب.

إذا تم إعطاء D بين الأليلات في موقعين في الجيل 0 التسمية D ₀ ، فعندئذ في الجيل التالي  :

D ₁ = D ₀ (1 - c )

وفي الجيل t  :

D _t = D ₀ (1 - c ) ^t

إذا كان هناك بعض إعادة التركيب، فسيكون c أكبر من الصفر، ويقترب D _t من الصفر عندما يصبح t كبيرًا.

في المثال المذكور سابقاً، لا يُتوقع وجود ارتباط بين لون الشعر ولون العينين. ومن المتوقع أن يصبح تردد الأفراد ذوي الشعر الأحمر والعيون الزرقاء ببساطة حاصل ضرب تردد الأفراد ذوي الشعر الأحمر في تردد الأفراد ذوي العيون الزرقاء، على الرغم من أن هاتين الصفتين تخضعان لسيطرة مواقع جينية متقاربة.

على الرغم من الحجة السابقة، يُعدّ الانتخاب الطبيعي أحد الطرق المحتملة لظهور عدم التوازن الارتباطي. فإذا ما حظيت تراكيب جينية معينة بالأفضلية، يُمكن للانتخاب الطبيعي أن يُؤدي إلى ظهور عدم التوازن الارتباطي في الجماعة، مما يُحافظ على تواتر هذه التراكيب الجينية المُفضّلة. ^{[ 5 ]} تتطلب "نماذج التوازن" هذه مستويات عالية نسبيًا من الانتخاب الطبيعي، وتحديدًا "التفاعل الانتقائي"، وهو أمر لا يُمكن تحقيقه إلا لنسبة ضئيلة من أزواج الجينات.

لا يزال مصطلح LD مستخدمًا كإرث من تلك الفترة. وقد استُخدم لوصف الحالات التي يُعرف فيها حدوث إعادة تركيب جيني، ولكن لم يصل فيها عدد الأفراد إلى حالة توازن بالنسبة لزوج الجينات المعني. ^{[ 6 ]} إلا أن أبرز استخدامات LD اليوم تتعلق بقواعد الحمض النووي المرتبطة ارتباطًا وثيقًا جدًا (انظر أدناه). ولا يُتوقع الاستقلال في مثل هذه الحالات. ويبدو وصف "عدم التوازن" غير مناسب، لما يحمله من دلالة على أن هذا الوضع مؤقت و/أو غير متوقع.

يمكن القول إن العصر الجزيئي لعلم الوراثة السكانية بدأ عام 1966 ^{[ 7 ]،} وذلك عقب دراسات ليونتين وهوبي على ذبابة الفاكهة ^{[ 8 ]} وهاريس ^{[ 9 ]} على البشر. وباستخدام الرحلان الكهربائي للبروتينات، أظهر هؤلاء الباحثون أن حوالي ثلث المواقع الجينية يجب أن تكون "متعددة الأشكال"، أي أنها تحمل بعض الاختلافات الجينية بين أفراد المجتمع. ونظرًا للعدد الكبير من المواقع الجينية في الجينوم ومحدودية معدل إعادة التركيب، فقد استُنتج وجود العديد من المواقع الجينية متعددة الأشكال المرتبطة ارتباطًا وثيقًا.

أظهرت دراسات تسلسل الحمض النووي اللاحقة ، مثل مشروع هاب ماب الدولي، أن دراسات البروتين تقلل بشكل كبير من تقدير كمية التعدد الشكلي. عادةً ما توجد آلاف الاختلافات الجينية، تُعرف باسم تعدد أشكال النوكليوتيدات المفردة ( SNPs) ، ضمن مناطق قصيرة من الجينوم. ومن الشائع وجود حالات انعدام أو انخفاض معدل إعادة التركيب.

كان من أهم النتائج المتعلقة بعدم التوازن الارتباطي إدراك أن هذا التوازن قد ينشأ ببساطة بسبب التركيب السكاني. ^{[ 10 ] [ 11 ] [ 12 ]} تفترض دراسات مثل دراسة روبنز ^{[ 4 ]} المشار إليها أعلاه، أساسًا، حجمًا سكانيًا لا نهائيًا. ويمكن أن يؤدي صغر حجم السكان، على وجه الخصوص، إلى عدم التوازن الارتباطي بشكل مستقل تمامًا عن أي عملية انتقاء. وقد اتضح أن عدم التوازن الارتباطي، بدلًا من كونه نادرًا وذا أهمية ثانوية، لا بد أن يكون واسع الانتشار.

كان لهذا الأمر أهمية بالغة في مجالات متنوعة من علم الوراثة البشرية وتربية الحيوانات. ^{[ 1 ] [ 2 ]} وهذا يعني أن أي جين ذي أهمية يُحتمل أن يكون محاطًا بتعدد أشكال النوكليوتيدات المفردة (SNPs) في الحمض النووي (DNA) المرتبطة به ارتباطًا وثيقًا. قد يكون موقع الجين غير معروف، لكن موقع جميع تعدد أشكال النوكليوتيدات المفردة (SNPs) في الحمض النووي (DNA) معروف بدقة. وقد أتاح ذلك تحديد مواقع الجينات المسببة للأمراض في علم الوراثة البشرية، باستخدام دراسات الارتباط على مستوى الجينوم ( GWAS ). كما أتاح استخدام "قيم التربية" في الحمض النووي (DNA) كمتنبئات، مما أدى إلى تطورات في تربية الحيوانات والنباتات . ^{[ 13 ]}

يمكن تمثيل ترددات الأنماط الفردية في جدول ذي عمودين (س ، ص) . يُعطى الأليل A القيمة '1' والأليل a القيمة '0' في العمود س . وبالمثل، يُعطى الأليل B القيمة '0' في العمود ص . أما ترددات الأمشاج فهي على شكل g _i ، ومجموعها يساوي 1.

ثم جمع النتائج على الفئات الأربع:

Σ fxy = 1.g ₁ + _0.g 2 + _0.g 3 + _0.g 4 = g ₁

Σ fx = g ₁ + g ₂ = p _A

Σ fy = g ₁ + g ₃ = p _B

التباين المشترك بين قيم x و y هو

Σ fxy - Σ fx Σ fy = g ₁ - p _A p _B

وهو ما يعادل معامل LD، D ، كما هو محدد أعلاه.

عادة ما يكون من الأنسب حساب الارتباط بدلاً من التغاير، مع التطبيع بواسطة التباينات:

V(x) = Σ fx ² - (Σ fx) ² = ص _أ - ص _أ ² = ص _أ ( 1 - ص _أ )

V(y) = Σ fy ² - (Σ fy) ² = p _B - p _B ² = p _B ( 1 - p _B )

بالتعويض نحصل على الارتباط، والذي يمكن تسميته r _AB ، كما يلي:

_{${\displaystyle r_{AB}={\frac {D}{\sqrt {p_{A}(1-p_{A})p_{B}(1-p_{B})}}}}$}

أو

${\displaystyle r_{AB}^{2}={\frac {D^{2}}{p_{A}(1-p_{A})p_{B}(1-p_{B})}}}$

تم تقديم مقياس LD هذا بواسطة Sewall Wright ^{[ 14 ]} وتم نشر استخدامه على نطاق واسع بواسطة Hill و Robertson. ^{[ 10 ]}

تعتمد نظرية عدم التوازن الارتباطي المذكورة أعلاه على ترددات الأفراد أحادية المجموعة الكروموسومية. عمليًا، نادرًا ما يكون من الممكن رصد هذه الترددات مباشرةً، إذ لا يمكن رصد سوى الأنماط الجينية ثنائية المجموعة الكروموسومية في معظم الأنواع محل الاهتمام. لذا، يلزم وضع افتراضات لاستنتاج ترددات الأفراد أحادية المجموعة الكروموسومية.

يتمثل أحد الأساليب المختلفة لتقدير عدم التوازن الارتباطي من ترددات الأفراد ثنائية المجموعة الكروموسومية في حساب التباين المشترك والارتباط بين الترددات، تمامًا كما هو الحال مع ترددات الأفراد أحادية المجموعة الكروموسومية. ^{[ 15 ]} وقد أظهر  غاو وآخرون ^{[ 16 ]} أن التباين المشترك للأفراد ثنائية المجموعة الكروموسومية هو نفسه "مقياس عدم التوازن الارتباطي المركب لبوروز". ^{[ 17 ]} يوضح الجدول أدناه قيم x و y للأنماط الجينية ثنائية المجموعة الكروموسومية. كما يوضح الترددات المتوقعة بافتراض التزاوج العشوائي.

حسابات التغاير والارتباط لهذه الترددات هي كما يلي:

Σ fxy = g ₁ ² + g ₁ g ₂ + g ₁ g ₃ + g ₁ g ₄ /2 + g ₂ g ₃ /2

مع الأخذ في الاعتبار التعريف البديل لـ D = g ₁ g ₄ - g ₂ g ₃ ، فإن هذا يتبسط إلى

Σ fxy = g ₁ - D/2.

Σ fx = g ₁ ² + 2 g ₁ g ₂ + g ₂ ² + g ₁ g ₃ + g ₁ g ₄ + g ₂ g ₃ + g ₃ g ₄

وهو ما يتبسط، كما هو الحال في حساب أحادي المجموعة الكروموسومية، إلى

Σ fx = g ₁ + g ₂ = p _A

وبالمثل، Σ fy = g ₁ + g ₃ = p _B

التباين المشترك بين قيم x و y هو

Σ fxy - Σ fx Σ fy = g ₁ - D /2 ​​- p _A p _B

وهو ببساطة D /2.

V( x ) = Σ fx² - (Σ fx) ^{²، والتي} يمكن إثبات أنها تساوي _pA ( 1 - pA ₎ /2

V( y ) = Σ fy ² - (Σ fy) ² = p _B ( 1 - p _B )/2

بتقسيم التباينات على القيم المعيارية، يُلغى العامل 2. الارتباط الثنائي، الذي يمكن تسميته R _AB ، له القيمة المتوقعة التالية:

${\displaystyle E(R_{AB})={\frac {D}{\sqrt {p_{A}(1-p_{A})p_{B}(1-p_{B})}}}}$

والمثير للدهشة أن هذا يطابق ارتباط عدم التوازن الارتباطي في الأفراد أحادية المجموعة الكروموسومية r _AB . والنتيجة، كما ذكرنا سابقًا، هي توقع مبني على افتراض التزاوج العشوائي. ولكن يمكن التخلي عن هذا الافتراض.

إذا تم التعبير عن الانحراف عن التزاوج العشوائي بدلالة معامل القرابة F ، فإن التردد المتوقع للأفراد متماثلي الزيجوت AABB يساوي (1- F ) g ₁ ² + Fg ₁ ، والتردد المتوقع للأفراد غير متماثلي الزيجوت مثل AABb يساوي (1- F ) g ₁ g ₂ وهكذا. باستخدام هذه الترددات، تتبسط إحصائيات التغاير والتباين إلى:

Cov( x , y ) = (1+ F ) D /2

V( x ) = (1+ F ) p _A (1- p _A )/2 [مكافئ لـ ( p _A (1- p _A ) + D _A )/2 ، حيث D _A هو عدم توازن الموضع A ^{[ 15 ]} ]

V(y) = (1+ F ) p _B (1- p _B )/2

يتم إلغاء الحدود في (1+ F )، بحيث لا يزال الارتباط الثنائي يقدر الارتباط الأحادي:

E( R _AB ) = r _AB

بالنسبة لموقعين جينيين ثنائيي الأليل، حيث يمثل a و b الأليلين الآخرين في هذين الموقعين، تكون القيود قوية لدرجة أن قيمة واحدة فقط لـ D تكفي لتمثيل جميع علاقات عدم التوازن الارتباطي بين هذين الأليلين. في هذه الحالة،${\displaystyle D_{AB}=-D_{أب}=-D_{aB}=D_{ab}}$ويمكن وصف علاقاتهم على النحو التالي. ^{[ 1 ]}

${\displaystyle D=P_{AB}-P_{A}P_{B}}$

${\displaystyle -D=P_{Ab}-P_{A}P_{b}}$

${\displaystyle -D=P_{aB}-P_{a}P_{B}}$

${\displaystyle D=P_{ab}-P_{a}P_{b}}$

في هذه الحالة، يتم اختيار إشارة D بشكل اعتباطي. يُعدّ مقدار D أهم من إشارته، لأن مقدار D يُمثّل درجة عدم التوازن الارتباطي. ^{[ 18 ]} مع ذلك، تعني قيمة D الموجبة أن الجاميت أكثر شيوعًا من المتوقع، بينما تعني القيمة السالبة أن اجتماع هذين الأليلين أقل شيوعًا من المتوقع.

يمكن تعريف عدم التوازن الارتباطي في التجمعات اللاجنسية بطريقة مماثلة من حيث ترددات الأليلات في التجمع. علاوة على ذلك، من الممكن أيضًا تعريف عدم التوازن الارتباطي بين ثلاثة أليلات أو أكثر، إلا أن هذه الارتباطات من الرتبة الأعلى لا تُستخدم عادةً في الممارسة العملية. ^{[ 1 ]}

عدم التوازن الارتباطي${\displaystyle D}$يعكس هذا التغير كلاً من شدة الارتباط الجيني وتغيرات تردد الجينات. ويُشكل هذا تحدياً عند مقارنة عدم التوازن الارتباطي بين الأليلات ذات الترددات المختلفة. ويُسهّل توحيد عدم التوازن الارتباطي مقارنة هذه الأليلات.

لنفترض وجود نمطين فرديين لموقعين جينيين A و B، لكل منهما أليلان - نموذج موقعين جينيين وأليلين. يوضح الجدول التالي ترددات كل تركيبة:

النمط الفرداني	تكرار
${\displaystyle A_{1}B_{1}}$	${\displaystyle x_{11}}$
${\displaystyle A_{1}B_{2}}$	${\displaystyle x_{12}}$
${\displaystyle A_{2}B_{1}}$	${\displaystyle x_{21}}$
${\displaystyle A_{2}B_{2}}$	${\displaystyle x_{22}}$

لاحظ أن هذه ترددات نسبية . يمكن استخدام الترددات المذكورة أعلاه لتحديد تردد كل أليل من الأليلات:

الأليل	تكرار
${\displaystyle A_{1}}$	${\displaystyle p_{1}=x_{11}+x_{12}}$
${\displaystyle A_{2}}$	${\displaystyle p_{2}=x_{21}+x_{22}}$
${\displaystyle B_{1}}$	${\displaystyle q_{1}=x_{11}+x_{21}}$
${\displaystyle B_{2}}$	${\displaystyle q_{2}=x_{12}+x_{22}}$

إذا كان الموضعان الجينيان والأليلات مستقلة عن بعضها البعض، فمن المتوقع أن يكون تردد كل نمط فرداني مساويًا لحاصل ضرب ترددات الأليلات المقابلة له (مثلًا).${\displaystyle x_{11}=p_{1}q_{1}}$).

إن انحراف التردد الملاحظ للنمط الفرداني عن التردد المتوقع هو كمية ^{[ 4 ]} تسمى عدم التوازن الارتباطي ^{[ 6 ]} ويرمز لها عادةً بالحرف D الكبير :

${\displaystyle D=x_{11}-p_{1}q_{1}}$

وبالتالي، إذا تم توريث المواقع الجينية بشكل مستقل، فإن${\displaystyle x_{11}=p_{1}q_{1}}$، لذا${\displaystyle D=0}$وهناك توازن ارتباطي. ومع ذلك، إذا كان التردد الملحوظ للنمط الفرداني${\displaystyle A_{1}B_{1}}$كانت أعلى مما هو متوقع بناءً على الترددات الفردية لـ${\displaystyle A_{1}}$و${\displaystyle B_{1}}$ثم${\displaystyle x_{11}>p_{1}q_{1}}$، لذا${\displaystyle D>0}$ويكون هناك اختلال توازن ارتباط إيجابي. وعلى العكس من ذلك، إذا كان التردد الملاحظ أقل، فإن${\displaystyle x_{11}<p_{1}q_{1}}$،${\displaystyle D<0}$وهناك اختلال توازن ارتباط سلبي.

يوضح الجدول التالي العلاقة بين ترددات النمط الفرداني وترددات الأليل و D.

	${\displaystyle A_{1}}$	${\displaystyle A_{2}}$	المجموع
${\displaystyle B_{1}}$	${\displaystyle x_{11}=p_{1}q_{1}+D}$	${\displaystyle x_{21}=p_{2}q_{1}-D}$	${\displaystyle q_{1}}$
${\displaystyle B_{2}}$	${\displaystyle x_{12}=p_{1}q_{2}-D}$	${\displaystyle x_{22}=p_{2}q_{2}+D}$	${\displaystyle q_{2}}$
المجموع	${\displaystyle p_{1}}$	${\displaystyle p_{2}}$	${\displaystyle 1}$

بالإضافة إلى ذلك، يمكننا تطبيع بياناتنا بناءً على هدفنا. على سبيل المثال، إذا كنا نهدف إلى إنشاء خريطة ارتباط في دراسة حالة-مراقبة ، فقد نستخدم طريقة d نظرًا لعدم تناظرها. أما إذا كنا نحاول إيجاد احتمالية انتقال نمط فرداني معين في مجتمع ما دون إعادة تركيبه بواسطة أنماط فردانية أخرى، فقد يكون من الأفضل استخدام طريقة ρ. ولكن في معظم الحالات،${\displaystyle r^{2}}$تُعدّ هذه الطريقة الأكثر شيوعًا نظرًا لفائدة معامل الارتباط في الإحصاء. إليك بعض الأمثلة على ذلك.${\displaystyle r^{2}}$قد يكون من المفيد جدًا قياس معدل إعادة التركيب في مجموعة سكانية متطورة، أو الكشف عن ارتباطات الأمراض. ^{[ 19 ]}

في غياب قوى تطورية أخرى غير التزاوج العشوائي ، والانفصال المندلي ، والتوزيع الكروموسومي العشوائي ، والعبور الكروموسومي (أي في غياب الانتقاء الطبيعي ، والتزاوج الداخلي ، والانحراف الوراثي )، يكون مقياس عدم التوازن الارتباطي${\displaystyle D}$يتقارب إلى الصفر على طول محور الزمن بمعدل يعتمد على مقدار معدل إعادة التركيب${\displaystyle c}$بين الموضعين.

باستخدام الرموز المذكورة أعلاه،${\displaystyle D=x_{11}-p_{1}q_{1}}$يمكننا إثبات هذا التقارب إلى الصفر كما يلي. في الجيل التالي،${\displaystyle x_{11}'}$، تردد النمط الفرداني${\displaystyle A_{1}B_{1}}$، يصبح

${\displaystyle x_{11}'=(1-c)\,x_{11}+c\,p_{1}q_{1}}$

ويترتب على ذلك أن الكسر${\displaystyle (1-c)}$لم تخضع بعض الأنماط الفردية في النسل لإعادة التركيب، وبالتالي فهي نسخ من نمط فردي عشوائي في آبائهم. جزء${\displaystyle x_{11}}$من بينها${\displaystyle A_{1}B_{1}}$جزء${\displaystyle c}$ أُعيد تركيب هذين الموضعين. إذا كان الأبوان ناتجين عن تزاوج عشوائي، فإن احتمال وجود النسخة في الموضع${\displaystyle A}$وجود الأليل${\displaystyle A_{1}}$يكون${\displaystyle p_{1}}$واحتمالية وجود النسخة في الموضع${\displaystyle B}$وجود الأليل${\displaystyle B_{1}}$يكون${\displaystyle q_{1}}$وبما أن هذه النسخ موجودة في البداية في المشيجين المختلفين اللذين شكلا النمط الجيني ثنائي الصيغة الصبغية، فإن هذه أحداث مستقلة بحيث يمكن ضرب الاحتمالات.

يمكن إعادة كتابة هذه الصيغة على النحو التالي

${\displaystyle x_{11}'-p_{1}q_{1}=(1-c)\,(x_{11}-p_{1}q_{1})}$

لهذا السبب.

${\displaystyle D_{1}=(1-c)\;D_{0}}$

أين${\displaystyle D}$في${\displaystyle n}$يُشار إلى الجيل رقم - بـ${\displaystyle D_{n}}$وهكذا لدينا

${\displaystyle D_{n}=(1-c)^{n}\;D_{0}.}$

لو${\displaystyle n\to \infty }$، ثم${\displaystyle (1-c)^{n}\to 0}$لهذا السبب.${\displaystyle D_{n}}$يتقارب إلى الصفر.

إذا لاحظنا في وقت ما اختلالًا في الارتباط الجيني، فسيختفي هذا الاختلال في المستقبل نتيجةً لإعادة التركيب الجيني. ومع ذلك، كلما صغرت المسافة بين الموضعين الجينيين، قلّ معدل تقاربهما.${\displaystyle D}$إلى الصفر.

بمجرد حساب عدم التوازن الارتباطي لمجموعة البيانات، يتم غالبًا اختيار طريقة عرض مرئية لعرض عدم التوازن الارتباطي لجعله أكثر سهولة في الفهم.

الطريقة الأكثر شيوعًا هي استخدام خريطة حرارية ، حيث تُستخدم الألوان للإشارة إلى المواقع الجينية ذات الارتباط الموجب، والمواقع ذات الارتباط المتوازن. يعرض هذا المثال الخريطة الحرارية كاملةً، ولكن نظرًا لتناظر الخريطة الحرارية حول القطر (أي أن الارتباط بين الموقعين A وB هو نفسه بين B وA)، تُستخدم أيضًا خريطة حرارية مثلثة تُظهر الأزواج مرة واحدة فقط. تتميز هذه الطريقة بسهولة تفسيرها، ولكنها لا تُظهر معلومات عن متغيرات أخرى قد تكون ذات أهمية.

تتوفر أيضًا خيارات تصوير أكثر دقة، مثل مخطط النسيج. في مخطط النسيج، يمكن ربط تراكيب الأليلات في موقع جيني معين بتراكيب الأليلات في موقع جيني مختلف. يُمثَّل كل نمط جيني (تراكيب الأليلات) بدائرة تتناسب مساحتها مع تردد ذلك النمط الجيني، مع وجود عمود لكل موقع جيني. تُرسَم خطوط من كل دائرة إلى الدوائر في العمود (الأعمدة) الأخرى، ويتناسب سُمك الخط الواصل مع تردد ظهور النمطين الجينيين معًا. يُلاحَظ عدم التوازن الارتباطي من خلال عدد تقاطعات الخطوط في المخطط، حيث يشير العدد الأكبر من التقاطعات إلى انخفاض عدم التوازن الارتباطي، بينما يشير العدد الأقل إلى ارتفاعه. تتمثل ميزة هذه الطريقة في أنها تُظهر ترددات الأنماط الجينية الفردية وتتضمن فرقًا مرئيًا بين عدم التوازن الارتباطي المطلق (حيث تظهر الأليلات في الموقعين دائمًا معًا) والكامل (حيث تُظهر الأليلات في الموقعين ارتباطًا قويًا ولكن مع إمكانية إعادة التركيب) من خلال شكل الرسم البياني. ^{[ 22 ]}

يُعدّ نموذج غابات نماذج الفئات الكامنة الهرمية (FHLCM) خيارًا آخر للتصوير البياني. تُرسَم جميع المواقع الجينية على طول الطبقة العليا من الرسم البياني، وتُضاف أسفل هذه الطبقة مربعات تمثل المتغيرات الكامنة مع روابط إلى المستوى الأعلى. تربط الخطوط المواقع الجينية في المستوى الأعلى بالمتغيرات الكامنة في الأسفل، وكلما انخفض مستوى المربع الذي ترتبط به المواقع الجينية، زاد اختلال التوازن الارتباطي وقلّت المسافة بين المواقع. مع أن هذه الطريقة لا تتمتع بنفس مزايا مخطط النسيج، إلا أنها تسمح بتصوير المواقع الجينية المتباعدة دون الحاجة إلى إعادة ترتيب التسلسل، كما هو الحال في مخطط النسيج. ^{[ 23 ]}

هذه ليست قائمة شاملة لأساليب التصور، ويمكن استخدام أساليب متعددة لعرض مجموعة بيانات من أجل إعطاء صورة أفضل للبيانات بناءً على المعلومات التي يهدف الباحث إلى تسليط الضوء عليها.

تم تقديم مقارنة بين مقاييس مختلفة لـ LD بواسطة ديفلين وريش ^{[ 24 ].}

يُمكّن مشروع هاب ماب الدولي من دراسة عدم التوازن الارتباطي في التجمعات البشرية عبر الإنترنت . ويدمج مشروع إنسيمبل بيانات هاب ماب مع معلومات جينية أخرى من قاعدة بيانات dbSNP .

• PLINK – مجموعة أدوات تحليل الارتباط على مستوى الجينوم الكامل، والتي يمكنها حساب LD من بين أمور أخرى.
• تمت أرشفة LDHat بتاريخ 13 مايو 2016 على موقع Wayback Machine.
• هابلوفيو
• LdCompare ^{[ 25 ]} — برنامج مفتوح المصدر لحساب LD.
• SNP and Variation Suite – برنامج تجاري مزود بمخطط LD تفاعلي.
• مؤرشف في 21 سبتمبر 2014 على موقع Wayback Machine – نظرة عامة بيانية على اختلال التوازن الارتباطي
• برنامج TASSEL – برنامج لتقييم اختلال التوازن الارتباطي، وارتباطات السمات، والأنماط التطورية
• rAggr – يجد علامات بديلة (SNPs و indels) التي تكون في حالة عدم توازن الارتباط مع مجموعة من العلامات المستعلم عنها، باستخدام قواعد بيانات النمط الجيني لمشروع 1000 جينوم و HapMap .
• SNeP – حساب سريع لـ LD و Ne لمجموعات بيانات النمط الجيني الكبيرة بتنسيق PLINK.
• LDlink – مجموعة من التطبيقات الإلكترونية لاستكشاف عدم التوازن الارتباطي في المجموعات الفرعية السكانية بسهولة وكفاءة. جميع بيانات النمط الجيني للسكان مستمدة من المرحلة الثالثة من مشروع الألف جينوم، ويتم فهرسة أرقام RS للمتغيرات بناءً على قاعدة بيانات dbSNP الإصدار 151.
• Bcftools – أدوات مساعدة لاستدعاء المتغيرات ومعالجة ملفات VCF وBCF.

• Haploid — مكتبة C لمحاكاة علم الوراثة السكانية ( GPL )

• هابلوفيو
• مبدأ هاردي-واينبرغ
• التبعية الجينية
• الارتباط الجيني
• التكيف المشترك
• اختبار الحمض النووي للأنساب
• علامة SNP
• رسم خرائط الارتباط
• تحديد مواقع الصفات الكمية على أساس العائلة

• هيدريك، فيليب و. (2005). علم وراثة السكان (  الطبعة الثالثة). سودبري، بوسطن، تورنتو، لندن، سنغافورة: جونز وبارتليت للنشر. ISBN 978-0-7637-4772-5.
• المراجع: تحليل عدم التوازن الارتباطي  : قائمة مراجع تضم أكثر من ألف مقال حول عدم التوازن الارتباطي نُشرت منذ عام 1918.