Glutathion S-transférase M1 génotype null méta-analyse sur risk

de cancer gastrique glutathion S-transférase M1 génotype null méta-analyse sur le risque de cancer de l'estomac
Résumé de l'arrière-plan
glutathion S-transférase (GST) se sont révélés être impliqué dans les détoxifiantes plusieurs carcinogènes et peuvent jouer un rôle important dans la carcinogenèse du cancer. Des études antérieures sur l'association entre la glutathion S-transférase M1 (GSTM1) polymorphisme et le cancer gastrique (GC) risque rapporté des résultats non concluants. Pour obtenir un résultat précis, nous avons mené cette méta-analyse présente à travers la mise en commun de toutes les études admissibles.
Méthodes
A bases de données complètes de Pubmed, Embase, Web of Science, et la base de données Biomedical Chinois (CBM) ont recherché des cas -Contrôle études portant sur l'association entre le génotype GSTM1 nul et risque GC. Les odds ratios (OR) et les intervalles de confiance à 95% (IC à 95%) ont été utilisés pour évaluer cette association possible. Un Q-test à base de χ2 a été utilisée pour examiner l'hypothèse d'hétérogénéité. de Begg et le test de Egger ont été utilisés pour examiner le biais potentiel de publication. L'analyse de sensibilité leave-one-out a été menée afin de déterminer si nos hypothèses ou les décisions ont un effet important sur les résultats de ce travail. Les résultats des analyses statistiques ont été réalisées avec le logiciel STATA 12.0.
Un total de 47 études cas-témoins admissibles ont été identifiés, dont 6.678 cas et 12,912 contrôles. Nos analyses suggèrent que le génotype GSTM1 nul était significativement associée à un risque accru de GC (OR = 1,186, IC à 95% = 1,057 à 1,329, P heterogenetiy = 0,000, P = 0,004). association significative a également été constaté chez les Asiatiques (OR = 1,269, IC à 95% = 1,106 à 1,455, P heterogenetiy = 0,002, P = 0,001). Cependant, GSTM1 génotype nul n'a pas contribué au risque de GC dans les Caucasiens (OR = 1,115, IC à 95% = 0,937 à 1,326, P heterogenetiy = 0,000, P = 0,222). Dans l'analyse de sous-groupe stratifié par des sources de contrôle, association significative a été détectée dans les études en milieu hospitalier (OR = 1,355, IC à 95% = 1,179 à 1,557, P heterogenetiy = 0,001, P = 0,000), alors qu'il n'y avait pas significative association détectée dans les études basées sur la population (OR = 1,017, IC à 95% = 0,862 à 1,200, P heterogenetiy = 0,000, P = 0,840).
Conclusion
Cette méta-analyse a montré la preuve que GSTM1 null génotype a contribué au développement du GC
diapositives virtuels
la diapositive virtuelle (s) pour cet article peut être trouvé ici:. http:... //www diagnosticpathol logie diagnomx eu vs //1644180505119533.
Mots-clés
GSTM1 Polymorphisme cancer gastrique risque méta-analyse de fond
Plusieurs éléments de preuve ont suggéré à la fois l'effet cumulatif des facteurs de risque environnementaux et la susceptibilité génétique de l'individu a contribué au développement des cancers [ ,,,0],1]. L'interaction gène-environnement dans la cancérogenèse est également bien reflétée par les enzymes métaboliques impliquées dans l'inactivation et /ou la désintoxication des carcinogènes environnementaux. La plupart des agents cancérigènes sont métaboliquement inactivée par des enzymes de désintoxication. Par conséquent, les variations de gènes codant pour les enzymes cancérigènes métabolisant peut modifier l'activité enzymatique et ensuite l'activation et /ou la désactivation des agents cancérigènes hérité [2]. La sensibilité individuelle au cancer est susceptible d'être affectée par les génotypes des enzymes de biotransformation qui représentent les différences ethniques significatives dans la fréquence des allèles [3].
glutathion humain (GST) S-transférase sont en phase II enzymes métabolisant qui jouent un rôle clé dans la protection contre le cancer par la détoxification de nombreux composés potentiellement cytotoxiques /génotoxique [4]. Les gènes codant pour les trois principales isoenzymes de la TPS, GSTM (mu) 1, GSTT (thêta) 1, et SGPC (pi) 1, largement exprimées le long du tractus gastro-intestinal humain [5], sont très polymorphes. Parmi les isoformes de la TPS, la glutathion S-transférase M1 (GSTM1) est d'un intérêt particulier et important, car il possède un polymorphisme présent /nul et le génotype nul a une absence totale de l'activité enzymatique GSTM1. Il a été observé que GSTM1 null peut affecter la sensibilité individuelle au cancer [6]. Jusqu'à présent, de nombreuses recherches sur la relation entre le polymorphisme du GSTM1 génotype nul et GC sensibilité ont été menées. Toutefois, les résultats sont controversés pour des raisons différentes, y compris les populations sélectionnées et leurs ethnies. Une méta-analyse récente de 15 études a suggéré aucune association entre le polymorphisme GSTM1 et GC sensibilité n'a été trouvé [7]. Quand ils ont effectué la méta-analyse, la taille de l'échantillon global est relativement faible et pas assez d'information était disponible pour l'analyse de sous-groupe plus exhaustive. Depuis lors, plusieurs études supplémentaires avec une grande taille de l'échantillon à propos de ce polymorphisme sur le risque de GC ont été rapportés, ce qui améliorerait grandement la puissance de la méta-analyse. Afin d'obtenir un résultat plus précis, nous avons mené cette méta-analyse présente.
Méthodes
Stratégie de recherche pour les études admissibles
Nous avons effectué une recherche exhaustive à travers le Pubmed, Embase, Web of Science, et biomédicale chinoise Data-base (CBM) bases de données pour les études évaluant l'association entre le génotype GSTM1 nul et risque GC. La stratégie de la littérature a utilisé les mots-clés suivants: ( "glutathion S-transférase M1", "GSTM1" ou "GSTM") et ( "cancer de l'estomac", "cancer de l'estomac", "cancer de l'estomac» ou «cancer de l'estomac»). Il y avait la taille de l'échantillon et la langue sans limitation. Nous avons évalué toutes les publications associées pour récupérer les littératures les plus éligibles. Toutes les références citées dans les études incluses ont également main recherchées et examinées pour identifier les articles publiés supplémentaires non indexées dans les bases de données communes. . Inclusion et d'exclusion aux critères des études avec chevauchement des données publiées par les mêmes auteurs, seule l'étude la plus récente ou complète a été inclus dans cette méta-analyse
Les critères d'inclusion des études admissibles sont les suivantes: (1) Évaluer le polymorphisme GSTM1 et le risque GC; (2) Seules les études cas-témoins ont été examinées; (3) Le document doit décrire clairement les diagnostics de GC et les sources de cas et les témoins; (4) Les témoins étaient des individus non atteints de cancer gastrique; (5) Reported les fréquences de GSTM1 polymorphisme dans les deux cas et les témoins ou l'odds ratio (OR) et son intervalle de confiance à 95% (IC à 95%) de l'association entre le génotype GSTM1 nul et risque GC. Les critères d'exclusion étaient les suivants: (1) les études cas-témoins ne; (2) la population de contrôle, y compris les patients atteints de tumeurs malignes; et (3) publications dupliqué. Les données pertinentes de l'extraction de données
ont été extraites de toutes les études admissibles indépendamment par deux auteurs, et les désaccords ont été réglés par la discussion et le consensus a été atteint parmi tous les auteurs. Les principales données extraites des études admissibles sont les suivantes: le premier auteur, année de publication, l'origine ethnique, la méthode de génotype, source des contrôles, le nombre total de cas et les témoins, la fréquence de génotype GSTM1 polymorphisme. Différentes ethnies étaient principalement classés comme les Caucasiens, les Asiatiques, les Africains, et mixte. Si une étude ne précise pas l'origine ethnique ou si elle n'a pas été possible de séparer les participants en fonction de tel phénotype, le groupe a été qualifié de «mixte». Pour les études, y compris des sujets de différentes populations ethniques, les données ont été recueillies séparément chaque fois que possible et reconnues comme une étude indépendante. Évaluation
Qualité
Qualité des études admissibles présente méta-analyse a été évaluée en utilisant l'échelle Newcastle Ottawa (NOS) que recommandé par les études Méthodes Groupe Cochrane non-randomisée de travail. Cet instrument a été mis au point pour évaluer la qualité des études non randomisées, Cohorte spécifiquement et études cas-témoins [8]. Cet instrument a été développé pour évaluer la qualité des études non randomisées, cohorte spécifiquement et études cas-témoins. Sur la base de la NSA, les études cas-témoins ont été évaluées en fonction de trois grandes perspectives: sélection de groupes d'étude (1 critère), la comparabilité des groupes d'étude (4 critères), et la constatation des résultats d'intérêt (3 critères). Compte tenu de la variabilité de la qualité des études observationnelles trouvés sur notre recherche initiale de la littérature, nous avons examiné les études qui répondaient à 5 ou plusieurs des critères NSA que de haute qualité (http:.. //Www IRSO ca /​​programmes /clinical_ épidémiologie /oxford. asp) [9]. méthodes
statistiques
Nous avons examiné l'association entre GSTM1 génotype nul et risque de GC en calculant groupé odds ratio (ORS), les intervalles de confiance à 95% (IC à 95%), et l'importance de la mise en commun OR a été déterminée par le test Z. Pour évaluer l'hétérogénéité entre les études incluses plus précisément, à la fois le test statistique Q base chi carré (Q la statistique de Cochran) pour tester l'hétérogénéité et la I 2 statistique de quantifier la proportion de la variation totale en raison de l'hétérogénéité [10 , 11]. Si l'hétérogénéité évidente existait entre ces études incluses (P < 0,05), le modèle à effets aléatoires (DerSimonian et Laird méthode) a été utilisé pour mettre en commun les résultats [12]. Quand il n'y avait pas d'hétérogénéité évidente existait entre les études incluses (P > 0,05), le modèle à effets fixes (méthode de Mantel-Haenszel) a été utilisé pour mettre en commun les résultats [13]. Par ailleurs, les analyses de sous-groupes ont été réalisées pour tester si la taille de l'effet varie selon l'origine ethnique et la source de population témoin. Les types de l'appartenance ethnique ont été principalement définis comme les Caucasiens, Asiatiques. Le biais de publication a été étudiée avec le graphique en entonnoir et son asymétrie suggère un risque de biais de publication. Pour évaluer le biais publié, nous avons utilisé Begg [14] et Egger de [15] test statistique formel et par inspection visuelle de la parcelle d'entonnoir. En outre, l'analyse de sensibilité leave-one-out a été menée afin de déterminer si nos hypothèses ou les décisions ont un effet important sur les résultats de l'examen en omettant chaque étude [16]. Tous les tests statistiques pour cette méta-analyse ont été réalisées avec STATA (version 12.0; Stata Corporation, College Station, TX). valeur AP inférieure à 0,05 a été considérée comme statistiquement significative, et toutes les valeurs de P sont deux caractéristiques de l'étude
de. Les résultats face
Il y avait 113 résumés pertinents identifiés par la recherche des mots-clés, et 41 études ont été tout d'abord exclu après l'examen attentif des résumés, laissant 72 études pour examen complet de publication (Figure 1). Parmi ces 72 études, 25 études ont été exclues (6 pour contenir des données qui se chevauchent, 11 pour les examens, 3 car sans données suffisantes, et 5 pour le GSTT1 polymorphisme). Le tableau 1 énumère les principales caractéristiques des études admissibles incluses dans cette méta-analyse. Il y a 47 études cas-témoins, y compris les 6.678 cas et 12,912 témoins remplissent les critères de sélection [2, 17-62]. Parmi les 47 études, 24 études sont des Caucasiens et 23 études sont des Asiatiques. Il y a 25 études de contrôles en milieu hospitalier et le reste sont des contrôles basés sur la population. Figure 1 Organigramme de la sélection de l'étude.
Tableau 1 Principales caractéristiques de toutes les études admissibles dans cette méta-analyse
Premier auteur
Année
Ethnicité
Source de contrôle
Échantillon size

Case

Control

Case

Control

Present

Null

Present

Null

Strange et al.
1991
Caucase
en milieu hospitalier
19
49
5
14
29
20
Harada et al.
1992
des 19
84
14
5
44
40
Kato et al.
1996
asiatique
basée sur la population en milieu hospitalier de
asiatique
64
120
34
30
59
61
Katoh et al.
1996
population asiatique à base de
139
126
60
79
71
55
Deakin et al.
Caucasian
en milieu hospitalier
1996 136
577
64
72
261
316
Enders et al.
1998
Caucase
en milieu hospitalier
51
35
23
28
22
13
Martins et al.
1998
en milieu hospitalier du Caucase
148
84
77
71
40
44
Oda et al.
1999
basée-Hôpital
asiatique
147
112
56
91
basée sur la population> 57
55
Cai et al.
1999
asiatique
95
94
35
60
51
basée sur la population
87
419
45
42
207
212
Lan 43
Setiawan et al
asiatique.
2000 et al.
2001
basée sur la population de race blanche
347
426
180
167
204
222
Saadat et al.
42
131
16
26
78
53
Gao et al.
2002
> 2001 basée sur la population de
asiatique
153
223
63
90
90
133
Wu et al.
2002
Hôpital asiatique à base de
356
278
183
173
142
136
Sgambato et al.
en milieu hospitalier du Caucase
2002 8
100 3
5
47
53
Choi et al.
2003
basée sur la population de
asiatique
80
177
34
46
82
95
basée population
asiatique Roth et al.
2004
90
454
66
24
309
145
Suzuki et al.
2004
basée-Hôpital de
asiatique
145
177
58
87
93
84
Colombo et al.
2004 basée sur la population
mixte
100
150
53
47
88
62
Lai et al.
2005
en milieu hospitalier
asiatique
123
121
50
73
66
55
Li
en milieu hospitalier et al., 2005
de
asiatique
100
62
33
67
36
26
Mu et al.
2005
basée sur la population de
asiatique
196
393
69
127
158
235
Nan et al.
2005
en milieu hospitalier de
asiatique
400
614
149
251
254
360
Shen et al.
2005
Hôpital asiatique à base de
142
675
41
71
314
361
Palli et al.
Caucasian
basée sur la population
2005 175
546
85
90
271
275
Tamer et al.
2005
Caucase
en milieu hospitalier
70
204
hospitaliers de
asiatique
30
40
116
88
Nan et al.
2005
107
220
34
73
90
130
Hong et al. 2006

asiatique basée à l'hôpital de
108
238
48
60
104
134
Agudo et al. 2006

basée sur la population de race blanche
242
927
120
122
434
498
Martinez et al. 2006

Caucase
basée sur la population
87
329
54
33
180
149
Boccia et al.
2007
Caucase
en milieu hospitalier
105
256
48
59
119
135
Ruzzo et al.
79
112
44
35
51
61
Wideroff et al.
2007
> 2007 basée sur la population de
Caucase
116
209
55
61
87
121
Tripathi et al.
2008 de race blanche
population à base de
76
100
45
31
61
39
al-Moundhri et al.
2009
basée sur la population de race blanche de
107
107
65
42
75
32
Masoudi et al.
2009
Caucase
en milieu hospitalier
67
134
30
37
74
60
Malik et al.
2009
Caucase
en milieu hospitalier
108
195
44
64
116
79
Moy et al.
2009
Caucase
basée sur la population
170
735
72
98
320
415
Zendehdel et al.
2009
Caucase
basée sur la population
181 624

54
70
230
239
Palli et al.
2010
Caucase
basée sur la population
296
546
206
90
271
275
Yadav et al.
2010
basée-Hôpital de
asiatique
133
270
84
49
150
120
Luo et al.
2010
basée-Hôpital
asiatique
123
129
30
93
58
71
Nguyen et al.
2010
en milieu hospitalier de
asiatique
59
109
16
43
34
75
Darazy et al. 2011
de race blanche

13
70
7
6
58
12
García-González et al.
2012
Caucasian
Hôpital- 557
557
274
283
290
Malakar basée sur la population sur la base
267 et al.
2012
de
asiatique
102
204
45
57
107
97
Jing et al.
2012
asiatique basée à l'hôpital de
410
410
170
240
203
207
synthèse quantitative
dans l'ensemble, il y avait une association significative entre le risque de GC et les génotypes nuls GSTM1 lorsque toutes les études admissibles ont été regroupées dans la méta-analyse ( OR = 1,186, IC à 95% = 1,057 à 1,329, P heterogenetiy = 0,000, P = 0,004, Figure 2). En même temps, une association significative a également été constaté chez les Asiatiques (OR = 1,269, IC à 95% = 1,106 à 1,455, P heterogenetiy = 0,002, P = 0,001, Figure 3). Cependant, GSTM1 génotype nul n'a pas augmenté le risque de GC dans les Caucasiens (OR = 1,115, IC à 95% = 0,937 à 1,326, P heterogenetiy = 0,000, P = 0,222, Figure 3). Dans l'analyse de sous-groupe stratifié par des sources de contrôle, association significative a été détectée dans les études en milieu hospitalier (OR = 1,355, IC à 95% = 1,179 à 1,557, P heterogenetiy = 0,001, P = 0,000, Figure 4), tandis que a pas d'association significative détectée dans les études basées sur la population (OR = 1,017, IC à 95% = 0,862 à 1,200, P heterogenetiy = 0,000, P = 0,840, Figure 4). Figure 2 méta-analyse de l'association entre le génotype GSTT1 nul et le risque de cancer gastrique. analyse
Figure 3 Sous-groupe de l'association entre le génotype GSTT1 nul et le risque de cancer gastrique par l'appartenance ethnique. analyse
Figure 4 Sous-groupe de l'association entre le génotype GSTT1 nul et le risque de cancer de l'estomac selon la source des contrôles.
Analyse de sensibilité
Afin de comparer la sensibilité de cette méta-analyse, nous avons effectué une analyse de sensibilité leave-one-out. Une seule étude impliquée dans cette méta-analyse a été évaluée chaque fois pour tenir compte de l'influence de l'ensemble de ORs regroupées des données individuelles. Le motif de résultats n'a pas été touchée par une seule étude (figure 5). Figure 5 Analyse sensible des RUP regroupées et IC à 95% pour l'analyse globale, en omettant chaque jeu de données dans la méta-analyse.
biais
funnel plot de Begg et le test de Egger Publication ont été utilisés pour évaluer le biais de publication dans le présent ouvrage. Les parcelles Funnel de la forme n'a pas révélé la preuve évidente de l'asymétrie (figure 6), et la valeur P du test de Egger était plus de 0,05, en fournissant des données statistiques pour les parcelles d'entonnoir de la symétrie. Figure 6 Le test de Begg pour détecter le biais potentiel de publication.
Rapport de cancer gastrique est l'une des tumeurs malignes les plus courantes dans le monde qui représente 9,7% des décès par cancer totaux. Plusieurs facteurs ont été prouvés contribué au développement du GC, y compris l'environnement, comme l'infection à Helicobacter pylori, le tabagisme et le tabac polymorphisme génétique individuelle [63, 64]. Depuis la première publication en 1991 par Strange et al. [17] rapports de l'association entre le génotype nul GSTT1 et le risque accru de GC, un grand nombre d'études épidémiologiques concernant le lien entre les polymorphismes du gène de la TPS et le risque de GC ont été menées. GSTM1 est généralement considérée comme une enzyme protectrice car elle détoxifie un certain nombre de substances toxiques et cancérigènes tels que les nitrosamines et les HAP, y compris BPDE [65].
Comme nous avons tous connu, la méta-analyse a un grand pouvoir de donner des résultats plus crédibles un champ d'étude individuelle à travers l'analyse de toutes les recherches publiées travaille avec le même domaine [66, 67]. Des études épidémiologiques antérieures ont évalué l'association entre le polymorphisme GSTM1 et le risque GC, mais avec des résultats peu concluants. Par conséquent, il est nécessaire d'effectuer cette méta-analyse pour identifier l'association entre GSTM1 polymorphisme et le risque GC en combinant les études pertinentes publiées à ce jour. Détection du génotype du gène dans tous les types de cancer, non seulement en GC patients, qui peuvent être utilisés pour de nouvelles cibles thérapeutiques, va modifier l'approche thérapeutique actuelle. Après la mise en commun des données disponibles à partir de toutes les études incluses, nous avons constaté qu'il y avait une association significative entre ce polymorphisme et le risque de GC dans plus de la population mondiale. Nos données sont en ligne avec ceux rapportés par Saadat et al. [68] et Boccia et al. [69] qui ont observé une augmentation significative du risque GC. Cette association peut être expliquée par la diminution de la capacité à détoxifier les intermédiaires réactifs qui réagissent avec l'ADN en raison de l'absence d'activité enzymatique GSTM1 [70].
Il est bien connu que l'incidence du cancer et de la mortalité varient selon l'origine ethnique et la situation géographique. Piao et al. [71] ont suggéré qu'il n'a pas été associée à un risque de GC dans différentes populations. Dans ce travail, une association significative de GSTM1 polymorphisme avec le risque de GC a été détectée dans les populations asiatiques. Cependant, aucune association n'a été détectée chez les Caucasiens, qui en ligne avec précédente méta-analyse menée par Qiu et al. [72]. Après stratification par source de contrôles, une association significative entre le polymorphisme et GSTM1 GC risque a été observée chez les études en milieu hospitalier. De nombreux facteurs peuvent contribuer à ce résultat, l'incomplétude de la recherche, et inclure les faux diagnostics potentiels (clinique, la documentation, les méthodes statistiques). En outre, l'utilisation de populations de contrôle typiques est extrêmement important, en particulier pour les études d'association génétique. L'incapacité à atteindre une signification statistique dans les études basées sur la population implique que la sélection des contrôles représentatifs peut réduire le biais des résultats.
Certaines limites de cette étude devraient être reconnus. Tout d'abord, il y avait une certaine hétérogénéité dans les deux la méta-analyse de l'ensemble des 48 études et analyses du sous-groupe selon l'origine ethnique. Les différences par rapport aux critères de sélection des cas ou des contrôles, les variables confondantes ajustés, et le résultat de l'ethnicité dans l'hétérogénéité. Deuxièmement, la plupart des études de la méta-analyse étaient la conception rétrospective qui pourraient souffrir davantage le risque de partialité en raison de la carence méthodologique des études rétrospectives. Ceux il n'y avait aucun risque évident de biais de publication dans la présente méta-analyse, les risques d'autres biais potentiels ont été incapables d'être exclus. Certains biais de classification a été possible parce que la plupart des études ne pouvaient pas exclure les cas de cancer gastrique latentes dans le groupe témoin. Par conséquent, d'autres études avec la conception prospective et un faible risque d'autres biais sont nécessaires pour fournir une estimation plus précise de l'association entre le génotype GSTM1 nul et risque GC. Enfin, nous ne pouvions pas traiter gène gène et les interactions gènes-environnement dans l'association entre le génotype GSTM1 nul et risque de GC.
Conclusion
En conclusion, la méta-analyse de toutes les études admissibles publié jusqu'à présent, fournit une preuve plus précise pour l'association significative entre le génotype GSTM1 nul et un risque accru de GC. Déclarations de En outre, d'autres études individuelles avec un design bien sont nécessaires pour évaluer davantage les interactions possibles gène-gène et gène-environnement dans l'association entre le génotype GSTM1 nul et risque de GC.
Remerciements
Nous remercions tous les les personnes qui apportent un soutien technique et discussion utile sur le papier.
intérêts concurrents
les auteurs déclarent qu'ils ont aucun conflit d'intérêts. les contributions de
auteurs
XM, BL et YL conçu et développé les expériences. XM et BL ont analysé les données. XM, BL et YL contribué réactifs /matériaux /outils d'analyse. XM et YL a écrit le papier. Yong Liu a révisé le papier. Tous les auteurs ont lu et approuvé le manuscrit final.

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