Abstrakt
backgroud
De XPG (xeroderma pigmentosum type G) Asp1104His og XPF (xeroderma pigmentosum type F) Arg415Gln polymorfier havde været impliceret i kræft modtagelighed. De tidligere offentliggjorte data om sammenhængen mellem XPG Asp1104His og XPF Arg415Gln polymorfier og kræftrisiko forblev kontroversiel.
Metodologi /vigtigste resultater
For at udlede en mere præcis vurdering af sammenhængen mellem XPG Asp1104His og XPF Arg415Gln polymorfier og samlede kræftrisiko, vi foretaget en meta-analyse for at undersøge sammenhængen mellem kræft modtagelighed og XPG Asp1104His (32,162 tilfælde og 39,858 kontroller fra 66 studier) og XPF Arg415Gln polymorfier (17,864 tilfælde og 20.578 kontroller fra 32 studier) i forskellige arv modeller. Vi brugte odds ratio med 95% konfidensintervaller for at vurdere styrken af foreningen. Samlet set blev fundet signifikant forhøjet risiko for kræft, når alle undersøgelser blev samlet ind i meta-analyse af XPG Asp1104His (dominerende model: OR = 1,05, 95% CI = 1,00-1,10; Asp /Hans vs. Asp /Asp: OR = 1,06, 95% CI = 1,01-1,11). I den videre lagdelte og følsomhedsanalyser, faldt betydeligt blev fundet lungekræft risiko for XPF Arg415Gln (dominerende model: OR = 0,82, 95% CI = 0,71-0,96; Arg /Gln versus Arg /Arg: OR = 0,83, 95% CI = 0,71-0,97; additive model: OR = 0,83, 95% CI = 0,72-0,95), og signifikant øget andet kræftrisiko blev fundet blandt hospitals-baserede undersøgelser for XPG Asp1104His (dominerende model: OR = 1,23, 95% CI = 1,02-1,49 ).
konklusioner /betydning
sammenfattende denne meta-analyse viser, at XPF Arg415Gln polymorfi kan være forbundet med nedsat risiko for lungekræft og XPG Asp1104His kan være en lav-penetrerende risikofaktor i nogle cancere udvikling. Og større målestok primære undersøgelser er at yderligere at evaluere samspillet mellem XPG Asp1104His og XPF Arg415Gln polymorfier og kræft risiko i bestemte befolkningsgrupper
Henvisning:. Han XF, Liu LR, Wei W, Liu Y, Su J, Wang SL, et al. (2014) associering mellem De XPG Asp1104His og XPF Arg415Gln polymorfier og risiko for kræft: en meta-analyse. PLoS ONE 9 (5): e88490. doi: 10,1371 /journal.pone.0088490
Redaktør: Reiner Albert Veitia, Institut Jacques Monod, Frankrig
Modtaget: September 25, 2013; Accepteret: 8. januar 2014 Udgivet: 6. maj 2014
Copyright: © 2014 Han et al. Dette er en åben adgang artiklen distribueres under betingelserne i Creative Commons Attribution License, som tillader ubegrænset brug, distribution og reproduktion i ethvert medie, forudsat den oprindelige forfatter og kilde krediteres
Finansiering:. Forfatterne har ingen finansiering eller støtte til rapporten
konkurrerende interesser:. forfatterne har erklæret, at der ikke findes konkurrerende interesser
Introduktion
DNA reparation systemer spiller kritiske roller i at beskytte celler mod. mutationer og er afgørende for at opretholde genomet integritet. Visse fælles genetiske polymorfier inden involveret i DNA beskadigelse respons gener kan bidrage til udvikling af cancer og være forbundet med en øget risiko for sygdommen. Fordi reduceret DNA-reparation kapacitet kan forårsage genetisk ustabilitet og carcinogenese, har gener involveret i DNA-reparation blevet foreslået som kandidat kræft modtagelighed gener [1]. Nukleotid excision reparation (NER) er en afgørende DNA-reparation mekanisme, som modvirker konsekvenserne af mutagene eksponering af celler [2]
NER vej består af . 30 proteiner involveret i DNA-skader anerkendelse indsnit, DNA ligation og resyntesen. Syv XP (xeroderma pigmentosum) komplementeringsgrupper grupper er blevet identificeret, fra XPA til XPG, der repræsenterer de funktionsfejl proteiner i NER mekanismen [3]. Den XPG (xeroderma pigmentosum type G), en vigtig komponent i NER vej, koder en struktur-specifik endonuklease katalyserer 3 ‘snit og involverer den efterfølgende 5′ snit ved ERCC1-XPF heterodimer [4], [5]. Det er blevet observeret, at der er en sammenhæng mellem SNP i exon 15 (G3507C, Asp1104His) og kræft modtagelighed. ERCC4 /XPF (Arg-til-Gln substitution i kodon 415 i exon 8, rs1800067) danner et tæt kompleks med ERCC1 at incise 5 ’til skadestedet anerkendt og repareres af NER [6]. Den XPF genet koder for et protein, der sammen med ERCC1 skaber 5’endonuklease [7].
Til dato har en række molekylære epidemiologiske undersøgelser er blevet gjort for at vurdere sammenhængen mellem XPG Asp1104His og XPF Arg415Gln polymorfier og forskellige typer af kræftrisiko i forskellige befolkningsgrupper [8] – [83]. Men resultaterne var usammenhængende eller endog modstridende, delvist på grund af den mulige lille effekt af polymorfi på kræftrisiko og den relativt lille stikprøve i hver af offentliggjort undersøgelse. Derudover har to seneste meta-analyser studeret sammenhængen mellem XPG Asp1104His og XPF Arg415Gln og risiko for kræft. Imidlertid blev mange offentliggjorte undersøgelser ikke er inkluderet i de to seneste meta-analyser [84], [85]. Derfor har vi foretaget en omfattende metaanalyse ved at inkludere de seneste og relevante artikler for at identificere statistisk dokumentation af sammenhængen mellem XPG Asp1104His og XPF Arg415Gln polymorfier og risiko for alle kræftformer, der er blevet undersøgt. Meta-analyse er et fremragende værktøj til sammenfatter forskellige undersøgelser. Det kan ikke kun løse problemet med lille størrelse og utilstrækkelig statistisk styrke af genetiske undersøgelser af komplekse træk, men også kan give mere pålidelige resultater end en enkelt case-kontrol undersøgelse.
Materialer og metoder
Identifikation og berettigelse af relevante undersøgelser
En omfattende litteratursøgning blev udført ved hjælp af databasen for relevante artikler offentliggjort (den sidste søgning opdateringen var sep 5, 2013) med følgende nøgleord “XPG” PubMed og Medline, ” ERCC5 “,” XPF “,” ERCC4 “,” polymorfi “,” varianter “eller” Mutation “, og” kræft “eller” karcinom. “Desuden blev studier identificeret ved en manuel søgning af reference- lister over anmeldelser og hentes undersøgelser. Vi inkluderede alle case-kontrol studier og kohortestudier, der undersøgte sammenhængen mellem XPG Asp1104His og XPF Arg415Gln polymorfier og kræftrisiko med genotypedata. Alle kvalificerede undersøgelser blev hentet, og deres bibliografier blev kontrolleret for andre relevante publikationer. Når den samme prøve blev anvendt i flere publikationer, blev kun de mest komplette undersøgelse i betragtning til yderligere analyse.
Inklusionskriterier
De inkluderede studier er nødvendige for at have opfyldt følgende kriterier :: (1) kun case-kontrol undersøgelser eller kohorteundersøgelser blev overvejet, (2) evalueret de XPG Asp1104His og XPF Arg415Gln polymorfier og risikoen for kræft, og (3) genotypen fordeling af polymorfier i sager og kontroller blev beskrevet i detaljer, og resultaterne blev udtrykt som odds ratio (OR) og tilsvarende 95% konfidensintervaller (95% CI). Større grunde til udelukkelse af undersøgelser var som følger:. (1) ikke til kræftforskning, (2) eneste tilfælde befolkning, og (3) duplikere af tidligere publikation
Dataudtræk
Information var omhyggeligt udvundet fra alle berettigede undersøgelser uafhængigt af to efterforskere i henhold til de inklusionskriterier er anført ovenfor. Følgende data blev indsamlet fra hver undersøgelse: første forfatterens navn, udgivelsesår, oprindelsesland, etnicitet, kilde til kontrol, prøve størrelse og antal sager og kontroller i XPG Asp1104His og XPF Arg415Gln genotyper når det er muligt. Etnicitet blev kategoriseret som “kaukasisk”, “Afrika,” (herunder afroamerikanere) og “asiatisk”. To studier blev udført med spansktalende etniske grupper. Når en undersøgelse ikke oplyse, hvilke etniske grupper var medtaget, eller hvis det var umuligt at adskille deltagere efter fænotype, blev prøven betegnes som “blandet befolkning.” I mellemtiden blev studier undersøger mere end én slags kræft tælles som individuelle data kun sat i subgruppeanalyser ved kræft type. Vi har ikke definere nogen mindste antal patienter til at medtage i denne meta-analyse. I tilfælde af artikler rapporterede forskellige etniske grupper og forskellige lande eller steder, vi betragtede dem forskellige studieretninger prøver for hver kategori dommen.
Statistisk analyse
Rå odds ratio (OR) sammen med deres tilsvarende 95% CIs blev anvendt til at vurdere styrken af associering mellem de XPG Asp1104His og XPF Arg415Gln polymorfier og risikoen for kræft. De samlede yderste periferi blev udført til co-dominant model (XPG Asp1104His: Hans /His versus Asp /Asp og Asp /His versus Asp /Asp, XPF Arg415Gln: Gln /Gln versus Arg /Arg og Arg /Gln versus Arg /Arg); dominerende model (XPG Asp1104His: Asp /His + Hans /His versus Asp /Asp, XPF Arg415Gln: Arg /Gln + Gln /Gln versus Arg /Arg); recessive model (XPG Asp1104His: Hans /His versus Asp /His + Asp /Asp, XPF Arg415Gln: Gln /Gln versus Arg /Gln + Arg /Arg); og tilsætningsstof model (XPG Asp1104His: Hans versus Asp, XPF Arg415Gln: Gln versus Arg), hhv. Mellem-studie heterogenitet blev vurderet ved at beregne
Q
-statistic (Heterogenitet blev betragtet som statistisk signifikant, hvis
P
0,10) [86] og kvantificeres ved hjælp af
jeg
2 Drømmeholdet værdi, en værdi, der beskriver procentdelen af variation på tværs af studier, der skyldes heterogenitet snarere end chance, hvor
i
2
= 0% angiver ingen observerede heterogenitet, med 25% betragtes som lav , 50% som moderat, og 75% så højt [87]. Hvis resultaterne ikke var heterogene, blev de samlede yderste periferi beregnes den faste effekt model ved (vi brugte
Q
-statistic, som repræsenterer størrelsen af heterogenitet mellem-undersøgelser) [88]. Ellers blev en tilfældig-effekt model, der anvendes (når heterogenitet mellem-undersøgelser var signifikant) [89]. Ud over sammenligningen mellem alle fag, udførte vi også lagdeling analyser af cancer type (hvis en cancertype indeholdt mindre end tre individuelle undersøgelser blev det kombineret i “andre kræftformer” gruppe), Desuden er det omfang, hvori den kombinerede risiko skøn kan være påvirket af enkelte studier blev vurderet ved fortløbende at udelade enhver undersøgelse fra meta-analyse (leave-one-out følsomhedsanalyse). Denne fremgangsmåde vil også fange effekten af de ældste eller den første positiv undersøgelse (første undersøgelse effekt). Derudover har vi også rangeret undersøgelser efter stikprøvestørrelsen, og derefter gentaget denne meta-analyse. Prøve størrelse blev klassificeret i henhold til mindst 200 deltagere og dem med færre end 200 deltagere. De citerer kriterier blev beskrevet tidligere [90]. Sidste blev følsomhedsanalyse også udført, bortset fra undersøgelser, hvis allel frekvenser i kontroller udviste signifikant afvigelse fra Hardy-Weinberg ligevægt (HWE), da afvigelsen kan betegne bias. HWE blev beregnet ved hjælp af goodness-of-fit test, og afvigelse blev anset når
P
0,05. Begg s funnel plots [91] og Egger s lineær regression test [92] blev anvendt til at vurdere publikationsbias. Hvis publikationsbias eksisterede, blev parametrisk metode Duval og Tweedie “trimme og fylde” bruges til at justere for det [93]. En meta-regressionsanalyse blev udført for at identificere de væsentligste kilder til mellem-undersøgelser variation i resultaterne, ved hjælp af loggen i den yderste periferi fra hver undersøgelse som afhængige variabler, og kræft type, etnicitet, stikprøvestørrelse, HWE, og kilde til kontrol som mulige kilder til heterogenitet. Alle beregninger blev udført ved hjælp af STATA version 10.0 (STATA Corporation, College Station, TX).
Resultater
Støtteberettigede studier og meta-analyse databaser
Fig. 1 grafisk illustrerer forsøget flow chart. blev identificeret i alt 236 artikler om XPG Asp1104His og XPF Arg415Gln polymorfier med hensyn til kræft. Efter screening af titler og abstracts, blev 160 artikler udelukket, fordi de var oversigtsartikler, case rapporter, andre polymorfier af CYP1A1 eller irrelevant for den aktuelle undersøgelse. Hertil kommer, af disse publicerede artikler, 4 publikationer [76] – [79] blev udelukket på grund af deres befolkninger overlappede med en anden 3 omfattede undersøgelser [40], [44], [68]. Fem publikationer [17], [20], [40], [41], [57], herunder forskellige case-kontrolgrupper bør betragtes som to separate undersøgelser hver. Som opsummeret i tabel 1, blev 72 publikationer med 98 case-kontrol studier valgt blandt meta-analyse, herunder 32,162 tilfælde og 39,858 kontroller for XPG Asp1104His (66 undersøgelser fra 62 publikationer) og 17,864 tilfælde og 20.578 kontroller for XPF Arg415Gln (32 undersøgelser fra 29 publikationer). Blandt disse undersøgelser, for XPG Asp1104His, der var 7 blære kræft studier, 11 brystkræft undersøgelser, 7 kolorektal cancer studier, 5 hoved- og halscancer undersøgelser, 7 lungekræft undersøgelser, 4 non-Hodgkin lymfom studier, 3 gliom undersøgelser, 8 melanom undersøgelser, og 14 studier med de “andre kræftformer”. Der var 10 brystkræft undersøgelser, 3 lungekræft undersøgelser, 4 hoved- og halscancer undersøgelser, 4 kolorektal cancer, 3 gliom undersøgelser, og 8 studier med de “andre kræftformer” for XPF Arg415Gln. Alle sager blev patologisk bekræftet.
XPG Asp1104His
Evalueringerne af sammenslutningen af XPG Asp1104His polymorfi med risiko kræft er vist i tabel 2. Samlet set signifikant øget risiko for kræft blev observeret i dominerende model (OR = 1,05, 95% konfidensinterval [CI] = 1,00-1,10,
P Drømmeholdet værdi af heterogenitet test [
P
h
] = 0.001,
jeg
2 = 40,4), og i Asp /His versus Asp /Asp (OR = 1,06, 95% CI = 1,01-1,11,
P
h 0.001,
jeg
2 = 43,3), når alle de støtteberettigede studier blev samlet ind i meta-analysen. Derefter udført vi undergruppe analyse ved cancer type. Ingen signifikant sammenhæng blev fundet i en hvilken som helst kræft type, såsom brystkræft (dominerende model: OR = 1,01, 95% CI = 0,94-1,09,
P
h = 0,128,
I
2 = 33,8, recessiv model: OR = 0,95, 95% CI = 0,83-1,09,
P
h = 0,173,
jeg
2 = 28,6 ; additive model: OR = 1,00, 95% CI = 0,93-1,09,
P
h = 0,098,
jeg
2 = 37,8; Hans /His versus Asp /Asp: OR = 0,99, 95% CI = 0,86-1,14,
P
h = 0,185,
jeg
2 = 27,2; Asp /His versus Asp /Asp: OR = 1,02, 95% CI = 0,94-1,10,
P
h = 0,136,
jeg
2 = 32,8), lungekræft (dominerende model: OR = 1,13 , 95% CI = 0,98-1,31,
P
h = 0,045,
jeg
2 = 53,4, recessiv model: OR = 1,04, 95% CI = 0.93- 1.17,
P
h = 0,212,
jeg
2 = 28,4; additive model: OR = 1,08, 95% CI = 0,98-1,19,
P
h = 0,073,
jeg
2 = 48,0; Hans /His versus Asp /Asp: OR = 1,15, 95% CI = 0,94-1,42,
P
h = 0,071,
jeg
2 = 48.3 Asp /His versus Asp /Asp: OR = 1,13, 95% CI = 0,98-1,31,
P
h = 0,077,
jeg
2 = 47,3), og så videre.
Vi undersøgte yderligere foreningen af XPG Asp1104His polymorfi og kræftrisiko efter kræft typen og etnicitet (tabel 3). For prøver af kaukasiere, var signifikant sammenhæng kun findes i hoved og halscancer (Hans /Hans vs. Asp /His + Asp /Asp: OR = 0,71, 95% CI = 0,51-0,97,
P
h = 0,271,
jeg
2 = 23,5%), men ikke blærekræft (dominerende model: OR = 0,99, 95% CI = 0,88-1,12,
P
h = 0,673,
jeg
2 = 0,0, recessiv model: OR = 0,84, 95% CI = 0,50-1,41,
P
h = 0,078,
jeg
2 = 56,0; additive model: OR = 0,98, 95% CI = 0,89-1,08,
P
h = 0,433,
jeg
2 = 0,0; Hans /His versus Asp /Asp: OR = 0,85, 95% CI = 0,51-1,42,
P
h = 0,090,
jeg
2 = 53,8; Asp /His versus Asp /Asp: OR = 1,01, 95% CI = 0,89-1,15,
P
h = 0,688,
jeg
2 = 0,0 ), brystkræft (dominerende model: OR = 1,07, 95% CI = 0,92-1,24,
P
h = 0,065,
jeg
2 = 51,8, recessive model : OR = 1,07, 95% CI = 0,86-1,32,
P
h = 0,221,
jeg
2 = 28,6; additive model: OR = 1,03, 95% CI = 0,95-1,12,
P
h = 0,113,
jeg
2 = 43,8; Hans /His versus Asp /Asp: OR = 1,08, 95% CI = 0,87-1,34,
P
h = 0,215,
jeg
2 = 29,3; Asp /His versus Asp /Asp: OR = 1,07, 95% CI = 0,91-1,26,
P
h = 0,048,
jeg
2 = 55,2), og snart. For prøver af asiater, blev signifikant sammenhæng fundet i lungekræft (dominerende model: OR = 1,27, 95% CI = 1,06-1,51,
P
h = 0,133,
I
2 = 50,5%; Hans /His versus Asp /Asp: OR = 1,28, 95% CI = 1,02-1,60,
P
h = 0,516,
jeg
2 = 0,0%; additive model: OR = 1,13, 95% CI = 1,02-1,26,
P
h = 0,130,
jeg
2 = 50,9%) .
Vi undersøgte også foreningen af XPG Asp1104His polymorfi og kræftrisiko efter kræft type og kilde til kontroller (tabel 4). For populationsbaserede studier, blev der ikke signifikant sammenhæng fundet mellem XPG Asp1104His polymorfi og kræftrisiko efter kræft type og kilde til kontrol. For hospitals-baserede undersøgelser, blev signifikant sammenhæng observeret blandt brystkræft (recessiv model: OR = 0,71, 95% CI = 0,55-0,92,
P
h = 0,262,
I
2 = 24,9%; Hans /His versus Asp /Asp: OR = 0,74, 95% CI = 0,55-0,98,
P
h = 0,213,
jeg
2 = 33,3%), kolorektal cancer (dominerende model: OR = 1,33, 95% CI = 1,15-1,55,
P
h = 0,188,
jeg
2 = 0,0%; additive model: OR = 1,13, 95% CI = 1,02-1,25,
P
h = 0,971,
jeg
2 = 0,0%) og andre cancer (Hans /His versus Asp /Asp: OR = 1,22, 95% CI = 1,01-1,47,
P
h = 0,322,
jeg
2 = 13,5%), men ikke lungekræft (dominerende model: OR = 1,22, 95% CI = 0,91-1,63,
P
h = 0,030,
jeg
2 = 66,4, recessiv model: OR = 1,15, 95% CI = 0,96-1,37,
P
h = 0,105,
jeg
2 = 51,1; additive model: OR = 1,13, 95% CI = 0,95-1,35,
P
h = 0,057,
jeg
2 = 60,1; Hans /His versus Asp /Asp: OR = 1,32, 95% CI = 0,95-1,85,
P
h = 0,095,
jeg
2 = 53,5; Asp /His versus Asp /Asp: OR = 1,21, 95% CI = 0,89-1,63,
P
h = 0,035,
jeg
2 = 65,2) og hoved og halscancer (dominerende model: OR = 1,04, 95% CI = 0,89-1,22,
P
h = 0,548,
jeg
2 = 0,0, recessiv model: OR = 0,88, 95% CI = 0,66-1,16,
P
h = 0,135,
jeg
2 = 50,1; additive model: OR = 1,00, 95% CI = 0,88-1,13,
P
h = 0,441,
jeg
2 = 0,0; Hans /His versus Asp /Asp: OR = 0,90, 95% CI = 0,66 -1,22,
P
h = 0,115,
jeg
2 = 53,2; Asp /His versus Asp /Asp: OR = 1,08, 95% CI = 0,91-1,27 ,
P
h = 0,591,
jeg
2 = 0,0), og så videre.
Der var betydelig heterogenitet blandt disse undersøgelser for dominerende model sammenligning (
P
h = 0,001), recessiv model sammenligning (
P
h = 0,073), additive model sammenligning (
P
h = 0,008), homozygot model sammenligning (
P
h = 0,012), og heterozygot model sammenligning (
P
h 0,001). Derefter vurderede vi kilden til heterogenitet ved etnicitet, kræft type, kilde til kontrol, HWE og stikprøvestørrelse. Resultaterne viste, at stikprøvestørrelsen (recessiv model:
P
= 0,038), men ikke kræft type (dominerende model:
P
= 0,782; recessiv model:
P
= 0,208 ; Hans /His versus Asp /Asp:
P
= 0,336; Asp /His versus Asp /Asp:
P
= 0,825; additive model:
P
= 0,556) , etnicitet (dominerende model:
P
= 0,298; recessiv model:
P
= 0,119; Hans /His versus Asp /Asp:
P
= 0,066; Asp /Hans versus Asp /Asp:
P
= 0,449; additive model:
P
= 0,241), kilde til kontroller (dominerende model:
P
= 0,433; recessiv model:
P
= 0,821; Hans /His versus Asp /Asp:
P
= 0,634; Asp /His versus Asp /Asp:
P
= 0,358; additive model:
P
= 0,429), og HWE (dominerende model:
P
= 0,126; recessiv model:
P
= 0,660; Hans /His versus Asp /Asp:
P
= 0,272; Asp /His versus Asp /Asp:
P
= 0,123; additive model:
P
= 0,217) bidrog til en betydelig heterogenitet blandt metaanalysen. Undersøgelse genotypefrekvenser i kontrollerne, var væsentlig afvigelse fra HWE påvist i otte undersøgelser [10], [26], [43], [44], [45], [53], [80], [81]. Når disse undersøgelser blev udelukket, blev resultaterne ændret blandt den samlede kræft (dominerende model: OR = 1,03, 95% CI = 0,99-1,08), asiater for lungekræft (dominerende model: OR = 1,15, 95% CI = 0,95-1,41; Hans /His versus Asp /Asp: OR = 1,20, 95% CI = 0,92-1,55; additive model: OR = 1,10, 95% CI = 0,96-1,25), og hospitals-baserede undersøgelser af andre kræft (recessiv model: OR = 1,23, 95% CI = 1,02-1,49; Hans /His versus Asp /Asp: OR = 1,20, 95% CI = 0,97-1,48), som vist i tabel 5. Hertil kommer, når den meta-analyse blev udført med undtagelse af studier med små stikprøvestørrelser, har resultaterne ikke ændre blandt overordnede undersøgelser kræft og enhver undergruppe analyse, som vist i tabel 6. Sidste blev en enkelt undersøgelse er involveret i metaanalysen slettet hver gang for at afspejle indflydelsen af individuelle datasæt til den poolede yderste periferi, blev resultaterne ændret blandt kaukasiere af hoved- og halskræft (recessiv model: OR = 0,75, 95% CI = 0,53-1,06), hospitals-baserede undersøgelser af brystkræft (recessiv model: OR = 1,22, 95% CI = 0,98 -1,52; Gln /Gln versus Arg /Arg: OR = 0,79, 95% CI = 0,51-1,24), hospitals-baserede undersøgelser af kolorektal cancer (dominerende model: OR = 1,15, 95% CI = 0,92-1,45; additive model: OR = 1,12 , 95% CI = 0,92-1,35).
Både Begg s tragt plot og Egger test blev udført for at vurdere publikationsbias af litteratur. Den Egger testresultater (dominerende model:
P
= 0,245; recessiv model:
P
= 0,482; additive model:
P
= 0,581; homozygot model:
P
= 0,443; Heterozygot model:.
P
= 0,148) og Begg s tragt plot (figur 2) foreslog ingen tegn på offentliggørelse skævhed i metaanalysen
. XPF Arg415Gln
evalueringerne af sammenslutningen af XPF Arg415Gln polymorfi med risiko kræft er vist i tabel 2. der blev ikke observeret signifikant sammenhæng mellem XPF Arg415Gln polymorfi og kræftrisiko, når alle de støtteberettigede studier blev samlet ind i meta-analyse (dominerende model: OR = 1,04, 95% CI = 0,93-1,15,
P
h 0,001,
jeg
2 = 62,6; recessiv model: OR = 1,11 , 95% CI = 0,81-1,52,
P
h = 0,068,
jeg
2 = 30,5; additive model: OR = 1,05, 95% CI = 0.94- 1.16,
P
h 0,001,
jeg
2 = 66,7; Gln /Gln versus Arg /Arg: OR = 1,10, 95% CI = 0,79-1,54,
P
h = 0,035,
jeg
2 = 35,7; Arg /Gln versus Arg /Arg: OR = 1,02, 95% CI = 0,91-1,14,
P
h 0,001,
jeg
2 = 62,5). Derefter udført vi undergruppe analyse ved cancer type. Signifikant association blev fundet blandt lungekræft (dominerende model: OR = 0,82, 95% CI = 0,71-0,96,
P
h = 0,104,
jeg
2 = 55.7 %; Arg /Gln versus Arg /Arg: OR = 0,83, 95% CI = 0,71-0,97,
P
h = 0,132,
jeg
2 = 50,7% ; additive model: OR = 0,83, 95% CI = 0,72-0,95,
P
h = 0,091,
jeg
2 = 58,4%), men ikke brystkræft ( dominerende model: OR = 1,03, 95% CI = 0,92-1,15,
P
h = 0,167,
jeg
2 = 30,2; recessiv model: OR = 1,22, 95% CI = 0,82-1,83,
P
h = 0,017,
jeg
2 = 58,9; additive model: OR = 1,01, 95% CI = 0,83-1,22 ,
P
h = 0,034,
jeg
2 = 52,0; Gln /Gln versus Arg /Arg: OR = 1,18, 95% CI = 0,76-1,83,
P
h = 0,007,
jeg
2 = 63,8; Arg /Gln versus Arg /Arg: OR = 0,99, 95% CI = 0,87-1,12,
P
h = 0,277,
jeg
2 = 18,6), hoved- og halscancer (dominerende model: OR = 1,04, 95% CI = 0,88-1,23,
P
h = 0,359,
jeg
2 = 6,9; recessiv model: OR = 1,47, 95% CI = 0,72-2,98,
P
h = 0,364,
jeg
2 = 5,8; additive model: OR = 1,05, 95% CI = 0,90-1,23,
P
h = 0,302,
jeg
2 = 17,7; Gln /Gln versus Arg /Arg: OR = 1,48, 95% CI = 0,73-3,00,
P
h = 0,370,
jeg
2 = 4,5; Arg /Gln versus Arg /Arg: OR = 1,02, 95% CI = 0,86-1,21,
P
h = 0,323,
jeg
2 = 13,9), og så videre.
Vi undersøgte yderligere foreningen af XPF Arg415Gln polymorfi og kræftrisiko efter kræft type og etnicitet (tabel 3). For prøver af kaukasiere, blev der ikke signifikant sammenhæng findes blandt brystkræft (dominerende model: OR = 1,10, 95% CI = 0,96-1,25,
P
h = 0,396,
I
2 = 3,9; recessiv model: OR = 2,17, 95% CI = 0,68-6,88,
P
h = 0,022,
jeg
2 = 61,9 ; additive model: OR = 1,10, 95% CI = 0,89-1,35,
P
h = 0,094,
jeg
2 = 46,8; Gln /Gln versus Arg /Arg: OR = 2,07, 95% CI = 0,56-7,62,
P
h = 0,008,
jeg
2 = 68,2; Arg /Gln versus Arg /Arg: OR = 1,05, 95% CI = 0,89-1,23,
P
h = 0,522,
jeg
2 = 0,0), hoved- og halscancer (dominerende model: OR = 1,04, 95% CI = 0,88-1,23,
P
h = 0,359,
jeg
2 = 6,9; recessiv model: OR = 1,47, 95% CI = 0,72-2,98,
P
h = 0,364,
jeg
2 = 5,8; additive model: OR = 1,05, 95% CI = 0,90-1,23,
P
h = 0,302,
jeg
2 = 17,7; Gln /Gln versus Arg /Arg: OR = 1,48, 95% CI = 0,73-3,00,
P
h = 0,370,
jeg
2 = 4,5; Arg /Gln versus Arg /Arg: OR = 1,02, 95% CI = 0,86-1,21,
P
h = 0,323,
jeg
2 = 13,9), og så videre.
Vi undersøgte også foreningen af XPF Arg415Gln polymorfi og kræftrisiko efter kræft type og kilde til kontroller (tabel 4). For populationsbaserede studier, blev der ikke signifikant sammenhæng findes blandt brystkræft (dominerende model: OR = 1,02, 95% CI = 0,90-1,16,
P
h = 0,158,
I
2 = 37,3; recessiv model: OR = 1,05, 95% CI = 0,29-3,77,
P
h = 0,098,
jeg
2 = 49,0; additive model: OR = 0,96, 95% CI = 0,77-1,20,
P
h = 0,069,
jeg
2 = 54,0; Gln /Gln versus Arg /Arg: OR = 1,05, 95% CI = 0,29-3,81,
P
h = 0,093,
jeg
2 = 49,7; Arg /Gln versus Arg /Arg : OR = 1,00, 95% CI = 0,87-1,15,
P
h = 0,133,
jeg
2 = 43,2) og andre kræft (dominerende model: OR = 1,03, 95% CI = 0,91-1,17,
P
h = 0,477,
jeg
2 = 0,0; recessiv model: OR = 1,48, 95% CI = 0,84 -2,60,
P
h = 0,354,
jeg
2 = 7,9; additive model: OR = 1,05, 95% CI = 0,93-1,17,
P
h = 0,731,
jeg
2 = 0,0; Gln /Gln versus Arg /Arg: OR = 1,48, 95% CI = 0,84-2,60,
P
h = 0,386,
jeg
2 = 1,2; Arg /Gln versus Arg /Arg: OR = 1,02, 95% CI = 0,90-1,15,
P
h = 0,286,
jeg
2 = 20,2). For hospitals-baserede undersøgelser, blev ikke signifikant sammenhæng også observeret blandt brystkræft (dominerende model: OR = 1,04, 95% CI = 0,78-1,39,
P
h = 0,178,
I
2 = 38,9; recessiv model: OR = 3,66, 95% CI = 0,38 til 34,9,
P
h = 0,009,
jeg
2 = 78,7; additive model: OR = 1,13, 95% CI = 0,73-1,73,
P
h = 0,054,
jeg
2 = 60,7; Gln /Gln versus Arg /Arg: OR = 3,39, 95% CI = 0,26 til 43,9,
P
h = 0,003,
jeg
2 = 82,8; Arg /Gln versus Arg /Arg: OR = 0,92, 95% CI = 0,68-1,25,
P
h = 0,463,
jeg
2 = 0,0) og andre kræft (dominerende model: OR = 0,79, 95% CI = 0,59-1,07,
P
h = 0,035,
jeg
2 = 70,1; recessiv model: OR = 0,70, 95% CI = 0,39-1,25,
P
h = 0,341,
jeg
2 = 6,9; additive model: OR = 0,80, 95% CI = 0,61-1,05,
P
h = 0,045,
jeg
2 = 67,7; Gln /Gln versus Arg /Arg: OR = 0,69, 95% CI = 0,38-1,24,
P
h = 0,347,
jeg
2 = 5,6; Arg /Gln versus Arg /Arg:. OR = 0,81, 95% CI = 0,59-1,10,
P
h = 0,033,
jeg
2 = 70,8)
Der var betydelig heterogenitet blandt disse undersøgelser for dominerende model sammenligning (
P
h 0,001), recessiv model sammenligning (
P
h = 0,068) , additive model sammenligning (
P
h 0,001), homozygot model sammenligning (
P
h = 0,035), og heterozygot model sammenligning (
P
h 0,001). Derefter vurderede vi kilden til heterogenitet ved etnicitet, kræft type, kilde til kontrol, HWE og stikprøvestørrelse. Meta-regressionsanalyse viste, at HWE (Arg /Gln versus Arg /Arg:
P
0,001; additive model:
P
= 0,001; dominerende model:
P
0,001) og etnicitet (Gin /Gln versus Arg /Arg:
P
= 0,001; recessiv model:
P
= 0,001), men ikke kræft type (dominerende model:
P
= 0,446; recessiv model:
P
= 0,344; Gln /Gln versus Arg /Arg:
P
= 0,314; Arg /Gln versus Arg /Arg:
P
= 0,694; additive model:
P
= 0,456), kilde til kontroller (dominerende model:
P
= 0,710; recessiv model:
P
= 0,218; Gln /Gln versus Arg /Arg:
P
= 0,221; Arg /Gln versus Arg /Arg:
P
= 0,558; additive model:
P
= 0,962), og stikprøvestørrelse (dominerende model:
P
= 0,125; recessiv model:
P
= 0,255; Gln /Gln versus Arg /Arg:
P
= 0,076; Arg /Gln versus Arg /Arg:
P
= 0,252; additive model:
P
= 0,153) bidrog til en betydelig heterogenitet blandt metaanalysen. Han et al. Zhu et al. Shi et al. Imidlertid er det nødvendigt at udføre stor prøve undersøgelser under anvendelse af standardiserede uvildige genotypebestemmelsesmetoder, homogene kræftpatienter og godt matchede kontroller.
Leave a Reply
Du skal være logget ind for at skrive en kommentar.