第五章 · 5.4

5.4 蛋白质鉴定:肽质量指纹与数据库检索

Protein Identification: Peptide Mass Fingerprinting and Database Searching

本节摘要 蛋白质鉴定需要把质谱信号与候选序列联系起来,并评估匹配证据的可靠性。本节从肽质量指纹及其概率打分出发,介绍串联质谱的从头测序、序列标签和数据库检索;随后说明可变修饰如何扩大搜索空间,以及目标—诱饵方法如何估计假发现率。重点区分目标与合并结果的分母、竞争与分开搜索的统计口径,以及谱图—肽段匹配、肽段和蛋白质三个鉴定层级。最后讨论共享肽段引起的蛋白推断歧义、数据标准与检索库选择。

5.3 节介绍了肽段离子的质荷比测量和串联质谱碎片信息。由这些观测推断肽段序列,再确定可能的来源蛋白,需要结合数据库、酶切规则、谱图打分与误差估计。本节依次讨论这几个环节:肽质量指纹以多个质量匹配支持候选蛋白;串联质谱增加序列约束;统计校准确定一组鉴定结果中可能有多少错误;蛋白推断则处理同一肽段对应多个蛋白的问题。以下以经典方法说明这些计算步骤及其假设(Gibson & Muse, 2009)。

5.4.1 肽质量指纹图谱(PMF)

1993 年,Henzel、Pappin 等课题组提出并验证了依据酶切肽段质量检索蛋白质序列的方法(Henzel et al., 1993;Pappin et al., 1993)。对于经二维凝胶(5.2 节)分离、主要含一种蛋白质的斑点,一组精确质量可以为数据库中的候选提供鉴定证据,而不必先测出肽段的完整序列。这一路线称为肽质量指纹图谱。

定义

肽质量指纹图谱(peptide mass fingerprinting, PMF):将近似纯化的蛋白质经特异性蛋白酶处理,测量所得肽段的质量集合,再与数据库中各候选蛋白经理论酶切得到的质量集合比较,以匹配得分及其显著性支持蛋白质鉴定的方法。这里的“指纹”表示一组特征质量,并不保证其在任何数据库中都唯一。

以凝胶斑点鉴定为例,PMF 包括以下四个步骤(图 5.4-1):

  1. 斑点切取与胶内酶切:切下目标斑点,还原二硫键并烷基化半胱氨酸,再用胰蛋白酶(trypsin)酶切。常用检索规则是在 Lys(K)或 Arg(R)的 C 端侧切割,其后紧邻 Pro 时不切;这是理论酶切的规则,实际产物仍可能含漏切或非特异性切割。肽段长度与质量分布取决于序列和消化条件,不能由酶名称指定一个固定范围。
  2. 质量测量:MALDI-TOF 检测可观测的肽段离子,常见形式为单电荷 [M+H]+。其 m/z 数值对应中性肽段质量 M 加一个质子的质量;比较实测与理论值时必须采用相同的质量约定。离子化效率、峰重叠及检测范围等因素会使部分酶切产物没有可用信号。
  3. 数据库理论酶切:按指定规则枚举候选蛋白的肽段,即理论酶切(in silico digestion)。对于未修饰的线性肽,中性质量等于残基质量之和加一分子水;计算 [M+H]+ 时再加一个质子的质量。检索还可允许一定数量的漏切位点(missed cleavage),例如每条肽段至多 1–2 个,以纳入规则切割位点未断裂形成的较长肽段。具体上限应与样品处理和检索目的相符。
  4. 匹配与打分:在给定质量容差内比较实测与理论质量,为候选计算匹配得分。序列覆盖率(sequence coverage)是匹配肽段覆盖的残基占候选全长的比例,可与质量误差分布、分子量及等电点等信息一起用于核查结果。
1切取斑点,胶内酶切 2可预测的胰酶酶切 3MALDI-TOF 质量测量 4数据库检索与打分 2D 凝胶斑点(5.2 节) 目标斑点:从凝胶上切下后,先还原与烷基化,再在胶内原位酶切 切下斑点,胶内胰酶酶切 (先还原、烷基化封闭 Cys) KRK 理论肽段集合:给定切割规则、漏切上限与修饰设定后,可枚举候选产物 理论肽段集合(示意) 常用规则:在 K/R 的 C 端切割 (其后紧邻 Pro 时除外) 按规则枚举理论肽段 并设定允许的漏切数 MALDI-TOF:肽段质量集合 904.51046.51163.6 1296.71509.81746.9 m/z(单电荷 [M+H]⁺) 多个质量共同约束候选 蛋白质序列库(如 UniProtKB):对每条序列做同样的理论酶切 蛋白质序列库 UniProtKB 对每条序列做理论酶切 与实测质量集比对打分 鉴定结果(示意) 匹配 12 条 · 覆盖率 40% 分值 132 > 本次阈值 66 66 kDa、pI 4.9 与胶位吻合 斑点酶切 → 质量测量 → 与理论肽段比较 → 按得分和显著性评估候选(Henzel et al., 1993) 示意 m/z:{ 904.5, 1046.5, 1163.6, 1296.7, 1509.8, 1746.9 };仅凭命中数不能确定显著性
图 5.4-1 肽质量指纹鉴定流程。凝胶斑点经胰酶处理后,测得的肽段离子质量与数据库理论酶切结果比较,得到候选蛋白、得分、匹配数和覆盖率。多个精确质量可以共同约束候选,但鉴定还取决于数据库覆盖、质量容差和污染峰处理。图中质量、12 条匹配、40% 覆盖率及得分均为流程示意;66 仅表示该次示意搜索的阈值。酶切规则和质量计算约定见 Mascot 酶切文档与残基质量表。

匹配计数需要进一步转化为统计证据:在无关候选中,类似程度的匹配有多常见?MOWSE 利用肽段质量在数据库中的频率分布对 PMF 匹配加权(Pappin et al., 1993)。Mascot 采用概率打分,并以对数形式表示匹配证据(Perkins et al., 1999):

\[Score = -10 \cdot \operatorname{log}_{10}(P)\] (5.4-1) P 表示所用零假设模型下随机匹配至少达到所观测证据水平的概率,并非观测到匹配后“候选错误”的后验概率。分数每提高 10 分,P 缩小为原来的十分之一。数据库搜索涉及多个候选,显著性判断还需进行多重检验校正;原始匹配得分与经库规模校正的显著性不是同一个量。

按式 (5.4-1),得分 80 对应模型中的 P = 10−8;这仍需结合该次检索的候选规模和显著性阈值解释,不能统一采用 60 或 70 分作为鉴定界限。还应检查覆盖区域、质量误差、理论分子量与 pI 是否与凝胶位置相符,以及角蛋白、胰酶自切等峰是否影响匹配。Mascot 打分文档区分了匹配得分、期望值和显著性阈值。PMF 适合较简单的蛋白质样品;复杂混合物中,每种蛋白可用的匹配质量可能较少,不同来源的峰又会增加候选歧义。数据库缺少相应序列、未纳入的修饰或序列变异也会妨碍鉴定。串联质谱通过增加碎片的序列约束,缓解仅依赖质量集合的这些局限。

交互演示 5.4-1 · 人工 PMF:匹配计数判别(示意数据)

某凝胶斑点经胶内酶切与 MALDI-TOF 测定,得到 5 个用于比较的质量值(Da):726.4、927.5、1104.6、1333.7、1562.8。本例假定实测与理论值已采用同一质量约定,候选仅有表 5.4-1 中的 3 个蛋白。程序按 ±0.5 Da 容差统计匹配数并排序,演示 PMF 的质量匹配步骤;它没有计算概率得分或检索显著性。

表 5.4-1三个候选蛋白的理论酶切肽段与匹配结果(示意)
候选蛋白理论酶切肽段质量(Da)命中的实测质量匹配数排序
候选 A(约 66 kDa,pI ≈ 4.9)(由脚本载入)———
候选 B(约 48 kDa,pI ≈ 6.2)(由脚本载入)———
候选 C(约 31 kDa,pI ≈ 8.1)(由脚本载入)———

习题 5.4-1

设实测肽段质量为 812.4、953.5、1068.6、1204.7、1387.8(Da,容差 ±0.5 Da),三个候选蛋白的理论酶切肽段质量分别为:
X:655.3、812.4、953.5、1068.6、1204.7、1387.8、1546.9;
Y:812.4、1068.6、1387.8、908.4、1005.5、1152.6;
Z:953.5、870.5、1102.6、1258.7、1424.8。(1) 计算三者的匹配数并排序;(2) 假设对每个无关候选,不同实测质量偶然命中的事件相互独立,每个事件的概率均为 10−3。若数据库含 2 万条无关蛋白,分别计算“上述 5 个质量全部命中”和“预先指定的其中 2 个质量同时命中”的期望条数,并说明这一简化模型的局限。

参考解答

(1) X 命中 5/5,Y 命中 3/5,Z 命中 1/5,排序为 X > Y > Z。(2) 在题设的独立模型下,5 个指定质量全部偶然命中的概率为 (10−3)5,期望条数为 2×104 × 10−15 = 2×10−11;2 个预先指定质量同时偶然命中的期望条数为 2×104 × 10−6 = 0.02。后一个数不适用于“任意 2 个质量命中”,因为可选择的组合不止一组。多项匹配在该模型下提供更强证据,但真实检索中质量频率、蛋白长度和候选同源性并不一致,匹配也未必独立,不能直接用这里的乘积代替实际检索得分或 FDR。

5.4.2 串联质谱的序列证据

PMF 利用肽段的质量集合,串联质谱则进一步提供序列约束。如 5.3 节所述,碰撞诱导解离(CID)常产生保留 N 端的 b 离子和保留 C 端的 y 离子。对于同一离子系列、相同电荷态且对应相邻断裂位置的两个碎片,m/z 差等于新增残基质量除以电荷数 z;在单电荷情况下,该差值才直接等于残基质量。实际谱图可能缺峰或混有其他类型离子,不能把任意相邻峰都解释为一个残基。

从头测序(de novo sequencing)直接利用碎片信息推断肽段序列,不以数据库中的已有肽段作为必需候选。在理想的单电荷 b 离子阶梯中,按碎片长度递增读取质量差,可沿 N 端至 C 端确定新增残基;y 离子阶梯的对应方向则相反。实际算法需要在缺峰、噪声和多种碎片解释之间比较可能的序列路径,输出全序列或有置信度限制的局部序列。对于序列数据库不完整的物种,这些结果还可用于近缘物种的同源检索。Leu 与 Ile 的残基质量相同,因此仅靠常规 b/y 质量阶梯不能区分二者。

注记

同质量与近等质量残基:Leu(L)与 Ile(I)的残基组成均为 C₆H₁₁NO,单同位素质量同为 113.084 Da;其常规 b/y 离子质量也相同,应在缺少其他证据时保留 L/I 歧义。Lys(K,128.095 Da)与 Gln(Q,128.059 Da)相差约 0.036 Da,在质量准确度和分辨能力足够时可以区分。某些碎裂条件下可利用侧链相关的 d、w 离子等补充 L/I 判别,但不能把这种额外证据视为每张 CID 谱都具备的信号。

序列标签(sequence tag)检索将局部读序与数据库匹配结合起来(Mann & Wilm, 1994)。标签由一段可靠的短序列及其前、后区域的质量约束组成,例如图 5.4-2B 的三残基标签。检索时同时检查候选序列和两侧质量,通常比只用相同长度的短序列约束更强。其判别力取决于标签长度、质量容差与数据库组成,不能保证候选一定缩减到固定数量。原方法还可通过允许标签外区域的质量差来处理部分修饰或序列替换;这需要相应的容错规则,标签内部的错误或未建模变化仍可能使检索失败。

A · 单电荷离子阶梯:由质量差推断残基 b(灰)与 y(赭)系列的质量差算例;峰位置和强度均为示意 强度 b 离子保留 N 端;单电荷、相邻断裂位置的质量差对应新增残基质量 y 离子保留 C 端;按碎片长度递增读取质量差,方向为 C 端至 N 端 b2b3b4 y3y4y5y6 185.1272.1385.2 347.3418.3505.3618.4 m/z y4 − y3 = 71.0 → Ala(A); y5 − y4 = 87.0 → Ser(S) y6 − y5 = 113.1 → Leu/Ile(L/I); y 系列沿 C → N 读序 B · 序列标签(sequence tag)检索 SL/IG 标签序列 S–(L/I)–G 341.2345.2 87.0113.157.0 前区后区 标签:(341.2) S(L/I)G (345.2) 残基质量和 943.5 Da(端基未计) 短序列与两侧区域质量共同约束候选; 若允许标签外的质量差,可处理部分 修饰或替换,仍需核查其余碎片证据 (Mann & Wilm, 1994) L/I 残基质量同为 113.084 Da,单靠 b/y 质量阶梯不能区分;判别二者需要额外的侧链相关碎片等证据
图 5.4-2 串联质谱序列证据的两种用法,两面板为独立算例。A:在单电荷、同系列且断裂位置连续的条件下,y4 − y3 = 71.0 Da、y5 − y4 = 87.0 Da、y6 − y5 = 113.1 Da,分别支持新增残基 Ala、Ser、Leu/Ile;虚线只连接示意峰顶,不表示连续信号。B:按本图约定,前后区域数值均为残基质量和,因此 943.5 = 341.2 + 87.0 + 113.1 + 57.0 + 345.2 Da。未修饰线性肽的中性质量还需加水,约为 961.5 Da;[M+H]+ 的 m/z 则约为 962.5。标签保留 L/I 歧义,不能由这里的质量值指定为 Leu。序列标签定义见 Mann 与 Wilm 原论文。

5.4.3 数据库检索算法与假发现率控制

大规模实验可产生 104–105 张或更多 MS/MS 谱图,需要自动化检索。算法先按前体质量、酶切和修饰条件筛选候选肽段,再比较候选与实测谱的相符程度。SEQUEST 和 Mascot 分别说明相关打分与概率打分的基本思路。

相关打分:SEQUEST。算法依据候选序列和碎裂规则构造理论谱,包含预期的 b/y 离子及所设定的其他碎片。经典 SEQUEST 先用初步得分筛选候选,再计算交叉相关(cross-correlation, XCorr):比较实测谱与理论谱在零位移时的相关程度,并扣除沿 m/z 轴平移所得的平均背景相关(Eng et al., 1994;Yates et al., 1995)。初步得分并非单纯的共有峰数,XCorr 也不只是判断图形外观;谱图预处理、峰强度和碎片匹配共同影响结果。噪声或缺峰仍可能降低正确候选的得分。

概率打分:Mascot。在 MS/MS 检索中,软件为每个谱图—肽段匹配(peptide-spectrum match,PSM)计算离子得分,以式 (5.4-1) 的对数形式表示随机匹配模型下的证据强度(Perkins et al., 1999)。这是基于零假设的显著性打分,不能直接解释为“候选为真”的贝叶斯后验概率。蛋白得分还需按软件规则汇总肽段证据,也不能不经校准便当成蛋白正确的概率。最佳匹配仅表示候选中得分最高;它是否足够显著,需要另行判断。

检索参数定义了搜索空间。除了前体质量窗口,酶切规则和漏切上限决定哪些肽段可以成为候选。固定修饰(fixed modification)假定所有指定残基或端基均带有该修饰,例如在相应样品处理成立时,将 Cys 的氨甲酰甲基化(+57.021 Da)设为固定修饰。可变修饰(variable modification)允许指定位点处于修饰或未修饰状态,例如磷酸化(+79.966 Da)或甲硫氨酸氧化(+15.995 Da)。若 m 个位点各有两个可独立选择的状态,且不限制修饰总数,组合数为 2m;实际检索还会受前体质量、修饰数上限和允许组合的约束。

警示

搜索空间与统计校准:一条有 3 个可独立磷酸化位点的肽段,在不限制修饰数时有 2³ = 8 种形式。若 10 万条肽段各有 3 个这样的位点,则在前体质量筛选前需考虑 80 万种形式。候选增加通常会提高计算成本,并增加无关候选获得高分的机会;重新校准显著性或 FDR 后,部分低分真实匹配可能不再入选,但这不等于所有结果的错误率必然上升。数据库和修饰应依据物种、样品处理与研究目的设定,具体约束见 Mascot 修饰文档。若采用分阶段检索,应使用经过验证的筛选与误差估计流程,计入各阶段的选择效应;分别筛选后直接合并结果,不能自动继承单次搜索的 FDR。

谱图数量增加时,需要处理多重检验。例如,对 10 万张真实序列均无法正确匹配的谱图,若每张被错误接受的概率为 10−3,则错误接受的期望数为 100;若其中部分谱图有正确候选,这个计算就不能直接套用。假发现率(FDR)关注的是所接受结果中错误比例的期望:若 R 个报告结果中有 V 个错误,则 \(\operatorname{FDR}=\mathbb{E}[V/\max(R,1)]\)。它不是每一条结果的后验错误概率。目标—诱饵策略(target-decoy strategy)利用人工构造的错误候选,为这一集合层面的误差提供估计。

方法

目标—诱饵竞争(target-decoy competition,TDC)。以反转或乱序等方式构造诱饵序列,尽量保留影响错误匹配的肽段特征,并避免将与目标肽段重叠的序列当成已知错误证据。对目标和诱饵采用相同搜索设置,在合并库中检索,每张谱图只保留得分最高的目标或诱饵匹配,同分时按不偏向任一类标签的规则处理。在有效候选规模相当、错误匹配对两类标签近似对称等条件下,阈值以上的诱饵胜出数 D 可用来估计错误目标胜出数。因此,若最终只报告目标 PSM,分母应取目标胜出数 T(Elias & Gygi, 2007;Keich et al., 2015)。仅有两库条目数相等并不足以保证估计有效,也不应把有限样本计数比称为无条件无偏估计。

\[\widehat{\operatorname{FDR}}_{\mathrm{PSM}}(t)=\min\left\{1,\frac{D(t)}{T(t)}\right\},\qquad T(t)>0\] (5.4-2) D(t)、T(t) 分别为上述竞争后、得分超过 t 的诱饵和目标 PSM 数;这里给出未加有限样本修正的计数估计。若评价的是包含目标和诱饵的整份胜出列表,分母为 T+D,错误总数则估计为 D 个错误目标加 D 个诱饵,即约 2D,故得到 2D/(T+D)(必要时截断为 1)。D/(T+D) 只表示该列表中的诱饵比例,不能与前两式作为同一 FDR 互换。分母由所评价的结果集合决定,系数 2 来自两类错误的相加。

分开搜索需要另一套校准。若每张谱图分别保留最佳目标和最佳诱饵,两者没有竞争;正确目标匹配对应的谱图也可能产生过阈值诱饵,因此这些计数不能直接套入式 (5.4-2) 的竞争口径。Käll 等(2008)讨论了以分开搜索构造经验零分布并估计混合比例的方法;Keich 等(2015)进一步分析了简单比例校正的偏差。相关比例参数描述的是所分析的谱图或匹配集合,定义须服从具体模型。Mascot 作者文档也明确区分经验零分布方法与 TDC。检索时物理上使用一个还是两个文件,并非唯一判据,关键还在于每张谱图是否进行目标—诱饵竞争,以及后续如何校准。

阈值、样本量与鉴定层级均需注明。阈值升高时 D、T 都不会增加,但 D/T 可能波动,并不保证单调下降;q 值可表示能保留某条结果的阈值中最小的估计 FDR(Käll et al., 2008)。诱饵计数很少时估计不稳定,D = 0 也不证明没有错误,阈值选择和有限样本处理应遵循所用方法。PSM FDR 计算谱图匹配,肽段 FDR 则需定义如何合并重复谱图、是否区分修饰状态,并在合并后重新校准;蛋白或蛋白组 FDR 还涉及蛋白打分与推断。将 PSM 去重不保证保留同一 FDR,更不能由 PSM 层面的 1% 直接推出肽段和蛋白均为 1%。这些批量 MS/MS 结果的估计也不能直接用于一份 PMF 指纹。

A · 构建合并库:目标 + 诱饵 目标库:候选蛋白序列 …AKLFRSDVGT… …GHTPLMQNWS… …VSDLRTAEGK… 逐条反转(或乱序)重排 诱饵库:构造的错误候选 …TGVDSRFLKA… …SWNQMLPTHG… …KGEATRLDSV… 合并为一个库 每张谱图保留最高分匹配 B · 按分数阈值估计 FDR 检索得分 → 阈值 t 诱饵 PSM 目标 PSM PSM FDR 估计:2 / 240 ≈ 0.8%(示意) 阈值升高:T、D 都减少,D/T 未必单调 假设错误匹配对目标与诱饵标签近似对称; 以诱饵胜出数估计错误目标胜出数(Elias & Gygi, 2007)
图 5.4-3 目标—诱饵竞争及 PSM 层面的 FDR 估计。A:构造诱饵并与目标序列合并,每张谱图保留一个最高分匹配。B:灰色和赭色分别示意诱饵与目标胜出 PSM 的得分分布;D、T 只计阈值以上的结果。独立的数值例中,D = 2、T = 240,目标 PSM 列表的未校正估计为 2/240 ≈ 0.8%;若评价包含诱饵的 242 条合并结果,则为 4/242 ≈ 1.65%。柱高不是这组计数的定量表示。仅凭 0.8% 这一点估计,不能确认真实误差已受控,也不能将其称为肽段或蛋白层面的 FDR。
习题 5.4-2

某次检索将磷酸化(S/T/Y)与甲硫氨酸氧化设为可变修饰。(1) 一条含 3 个 Ser/Thr/Tyr 与 2 个 Met 的肽段,若各位点独立选择有无修饰且不限制修饰总数,最多有多少种形式;(2) 若 10 万条候选肽段各有 3 个这样的可修饰位点,前体质量筛选前的形式数增加到多少;(3) 说明搜索空间增大为何需要重新校准结果,并给出两条合理做法;(4) 图 5.4-3 的 0.8% 与 1.65% 分别评价哪一份结果,能否直接当成蛋白 FDR?

参考解答

(1) 5 个二元位点共有 2⁵ = 32 种形式,包括未修饰形式。(2) 每条有 2³ = 8 种,共 8×105 种,为原来的 8 倍;实际被打分的候选还受前体质量和软件约束限制。(3) 更多候选增加了无关序列取得高分的机会,原有分数阈值未必适用;在相同 FDR 目标下,鉴定灵敏度可能下降,但并不必然同时损失特异性。可依据样品处理和生物学问题设定数据库及修饰,并使用与搜索流程匹配的统计校准;如需分阶段检索,应采用验证过的阶段筛选和结果合并方法。(4) 0.8% 估计竞争后 240 条目标 PSM 中的错误比例;1.65% 估计含 2 条诱饵在内的 242 条结果中的错误比例。两者分母和错误计数不同,都不能直接作为蛋白层面的 FDR。

5.4.4 从肽段到蛋白的推断问题

MS/MS 检索最初产生的是PSM,同一条肽段可以被多张谱图重复支持。把这些匹配汇总成肽段,再推断来源蛋白,需要处理共享肽段(shared peptides):同一序列可能出现在同源蛋白、剪接异构体或含共享结构域的不同条目中。一条 A/B 共有肽段支持“至少有一个相容来源”,却不能单独判断 A、B 是否分别存在。唯一肽段(unique peptides)在所选数据库与序列判别约定下只对应一个候选条目,可提供更直接的区分证据;这种唯一性随数据库和 L/I 等歧义处理而改变。共享肽段仍能限制候选集合,并非没有鉴定信息。

简约蛋白推断(parsimonious protein inference)是一类常用方法:在候选映射固定、接受肽段视为正确证据的前提下,寻找能解释全部肽段的最小蛋白集合,即集合覆盖问题(Nesvizhskii & Aebersold, 2005)。图 5.4-4 中,P1 只对应 A,P4 只对应 C,因此任何覆盖都包含 A、C;二者也解释了 P2、P3,无需再加入 B。但“最小解释不需要 B”不能证明样品没有 B。若候选具有完全相同的已观测肽段证据,可以按不可区分蛋白组(protein group)报告;其他共享或子集关系则需注明具体分组规则。报告还应列出唯一与共享肽段证据,并单独说明蛋白或蛋白组层面的 FDR。鉴定错误与来源歧义是两个问题:即使肽段序列正确,也可能无法确定具体异构体。

共享肽段与简约蛋白推断(示意) unique 肽段 shared 肽段 蛋白 A蛋白 B蛋白 C 在本例给定的映射中,P1 仅对应 A,构成 A 的唯一肽段证据 P2 为 A、B 共有;单独观察 P2 不能确定二者是否分别存在 P3 为 B、C 共有 在本例给定的映射中,P4 仅对应 C,构成 C 的唯一肽段证据 P1P2 P2P3 P3P4 检索报告的呈现 鉴定肽段:P1、P2、P3、P4 最小集合 {A, C} 解释全部肽段:  A 解释 P1、P2;C 解释 P3、P4 B 的已观测肽段均由 A、C 覆盖, 没有额外的独立鉴定证据 (本例不能由此断言 B 不存在) 简约推断寻找覆盖全部接受肽段的最小蛋白集合;证据完全相同的候选可按不可区分蛋白组报告。 推断依赖肽段正确性和数据库映射;最小解释不等于样品中蛋白的完整清单,蛋白层面的误差需单独估计。
图 5.4-4 共享肽段与蛋白推断。P1 仅对应 A,P4 仅对应 C,P2 为 A/B 共有,P3 为 B/C 共有。在接受这四条肽段并采用图示映射的条件下,{A, C} 是最小覆盖;B 的证据全部被覆盖,因此该简约解不列入 B,却不能排除 B 也存在。蛋白鉴定的错误率需要结合蛋白打分、分组和错误证据传播另行估计,不能从肽段 FDR 直接继承,也不能笼统认为蛋白置信度必然较低。
习题 5.4-3

某次检索接受 6 条肽段,并得到如下候选映射:q1 仅见于蛋白 A;q2 见于 A、B;q3 见于 B、C;q4 见于 C、D;q5 仅见于 D;q6 见于 A、D。假设肽段鉴定正确且候选映射完整,求解释全部肽段的最小蛋白集合;若有多个最小解,说明如何保留歧义,以及 B、C 是否具有完全相同的已观测肽段集合。

参考解答

q1 要求覆盖集合包含 A,q5 要求包含 D。选入 A、D 后,q2、q4、q6 已被覆盖,只剩 q3;加入 B 或 C 均可。因此最小集合大小为 3,有 {A, B, D} 与 {A, C, D} 两个解。这说明 B、C 在解释剩余证据时可以替代,并不说明两者的观测肽段集合相同:B 对应 {q2, q3},C 对应 {q3, q4}。报告应保留这两种简约解释及相关映射;若软件将它们归入更广的歧义组,应说明分组规则,不能称为完全同证据的不可区分蛋白。数据也不能排除 B、C 同时存在。最小集合是对证据的简约解释,并不保证唯一或覆盖样品中的全部蛋白。

5.4.5 工作流、数据标准与检索库

鸟枪法蛋白质组学(shotgun proteomics)以复杂样品酶切后的肽段为主要测量对象。以数据依赖采集(DDA)为例,工作流依次为:样品制备与酶解 → 液相色谱分离肽段 → 选择前体离子并采集 MS/MS → 数据库检索与 PSM 打分 → 按指定鉴定层级评估 FDR → 肽段汇总与蛋白推断。其他采集方式需配套相应的检索和校准方法。定量还需要汇总肽段的丰度证据,见5.5 节。与二维凝胶路线相比,两者的主要区别在于分离和测量的层级。

凝胶路线(2D 凝胶 + PMF)

分离层次:在蛋白水平先行分离。
长处:斑点位置反映蛋白的表观分子量和 pI,强度可用于条件间比较;能够保留部分完整蛋白形式的信息,并结合 PMF 鉴定。
短处:手工步骤较多,分辨率和染色检测范围限制覆盖;低丰度、强疏水性或极端 pI/分子量的蛋白往往较难分析,单个斑点也可能含多种蛋白。

鸟枪路线(LC-MS/MS + 检索)

分离层次:主要在酶解后的肽段水平进行色谱分离。
长处:便于自动化和较大规模鉴定;经合适的制样可分析部分凝胶难以处理的蛋白;碎片谱提供序列证据,若有区分位点的碎片,还可支持修饰定位。
短处:由肽段推断来源蛋白可能存在歧义(5.4.4);定量需要汇总肽段证据;覆盖和重现性受制样、色谱、采集及分析流程共同影响。

开放数据标准帮助保存可交换的测量与分析信息。mzML 用于表示质谱数据及相关采集信息(Martens et al., 2011);mzIdentML则用于表示鉴定过程和结果,包括所用数据库、检索参数、PSM 及蛋白推断。两者的用途需要区分。PRIDE Archive作为 ProteomeXchange 成员,提供质谱蛋白质组学数据的保存和访问。提交原始数据、处理结果、搜索参数与样品元数据,才能为结果复核和再分析提供必要依据。这里的数据标准与资源说明包含原书 2009 年出版后的进展。

检索库决定了可以提出哪些候选。UniProtKB分为人工审校的 Swiss-Prot 与尚未完成全面人工审校、以计算注释为主的 TrEMBL。选择数据库时,应先考虑物种、参考蛋白质组、需要区分的异构体以及常见污染物;人工审校状态不能替代对候选覆盖的判断。过小的库可能缺失真实序列,扩大库则会增加竞争候选和统计校准负担。报告应记录数据库版本、序列筛选与诱饵构建方法;若调整数据库或搜索规则,应重新评估最终结果,而不直接沿用原阈值。蛋白质身份及其歧义明确之后,下一节将讨论如何比较丰度。

关键术语

肽质量指纹图谱 (peptide mass fingerprinting, PMF)
比较实测肽段质量集合与候选蛋白理论酶切质量,以得分及其显著性支持鉴定;适用于较简单样品,依赖数据库覆盖。
理论酶切 (in silico digestion)
按指定切割规则、漏切上限和修饰设定枚举候选肽段,并计算与实测值采用同一约定的理论质量。
漏切位点 (missed cleavage)
一条肽段内部按所选酶切规则本可切开、实际未切开的位点;允许数量是检索参数,而非固定常数。
序列覆盖率 (sequence coverage)
被匹配肽段覆盖的残基占候选蛋白全长的比例,重叠区域不重复计数;覆盖率本身不等于鉴定正确率。
从头测序 (de novo sequencing)
不以已有数据库序列为必需候选,由碎片信息推断肽段序列;需处理电荷、缺峰和 L/I 等残基歧义。
序列标签 (sequence tag)
由局部短序列及前后区域质量约束组成的检索证据;容错能力取决于允许的质量差与候选规则。
交叉相关 (cross-correlation, XCorr)
SEQUEST 中比较实测与理论谱的得分,以零位移相关扣除平移背景相关;不是直接的鉴定概率。
可变修饰搜索 (variable modification search)
允许指定位点处于不同修饰状态的搜索。m 个无额外约束的独立二元位点有 2m 种形式,实际候选数还受质量与组合限制。
目标—诱饵策略 (target-decoy strategy)
以构造的错误候选估计鉴定误差;目标—诱饵竞争与分开搜索的经验零分布方法具有不同的计数和校准条件。
假发现率 (false discovery rate, FDR)
一组报告结果中错误比例的期望;必须指明 PSM、肽段或蛋白层级及分母,不是单条结果的后验错误概率。
共享肽段 (shared peptides)
在所选数据库中对应多个候选蛋白的同一肽段,可限制来源集合,但单条共享证据不能确定各候选是否分别存在。
简约蛋白推断 (parsimonious protein inference)
寻找覆盖全部接受肽段的最小蛋白集合;可能存在多个最小解,须保留来源歧义并说明分组规则。

参考文献与延伸阅读

  1. Gibson G, Muse SV. 2009. A Primer of Genome Science, 3rd ed. Sunderland (MA): Sinauer Associates. (Chapter 5)
  2. Henzel WJ, Billeci TM, Stults JT, Wong SC, Grimley C, Watanabe C. 1993. Identifying proteins from two-dimensional gels by molecular mass searching of peptide fragments in protein sequence databases. Proceedings of the National Academy of Sciences USA 90: 5011–5015.
  3. Pappin DJC, Hojrup P, Bleasby AJ. 1993. Rapid identification of proteins by peptide-mass fingerprinting. Current Biology 3: 327–332.
  4. Mann M, Wilm M. 1994. Error-tolerant identification of peptides in sequence databases by peptide sequence tags. Analytical Chemistry 66: 4390–4399.
  5. Eng JK, McCormack AL, Yates JR III. 1994. An approach to correlate tandem mass spectral data of peptides with amino acid sequences in a protein database. Journal of the American Society for Mass Spectrometry 5: 976–989.
  6. Yates JR III, Eng JK, McCormack AL, Schieltz D. 1995. Method to correlate tandem mass spectra of modified peptides to amino acid sequences in a protein database. Analytical Chemistry 67: 1426–1436.
  7. Perkins DN, Pappin DJC, Creasy DM, Cottrell JS. 1999. Probability-based protein identification by searching sequence databases using mass spectrometry data. Electrophoresis 20: 3551–3567.
  8. Nesvizhskii AI, Aebersold R. 2005. Interpretation of shotgun proteomic data: the protein inference problem. Molecular & Cellular Proteomics 4: 1419–1440.
  9. Elias JE, Gygi SP. 2007. Target-decoy search strategy for increased confidence in large-scale protein identifications by mass spectrometry. Nature Methods 4: 207–214. doi:10.1038/nmeth1019.
  10. Käll L, Storey JD, MacCoss MJ, Noble WS. 2008. Assigning significance to peptides identified by tandem mass spectrometry using decoy databases. Journal of Proteome Research 7: 29–34. 作者提供的论文.
  11. Keich U, Kertesz-Farkas A, Noble WS. 2015. Improved false discovery rate estimation procedure for shotgun proteomics. Journal of Proteome Research 14: 3148–3161. 作者提供的论文.
  12. UniProt Consortium. 2010. The Universal Protein Resource (UniProt) in 2010. Nucleic Acids Research 38 (Database issue): D142–D148.
  13. Martens L, Chambers M, Sturm M, et al. 2011. mzML—a community standard for mass spectrometry data. Molecular & Cellular Proteomics 10: R110.000133.