Glutation S-transferase M1 null genotype meta-analyse på magekreft risiko

Glutation S-transferase M1 null genotype meta-analyse på magekreft risiko
Abstract
Bakgrunn
glutation S-transferaser (GST) har vist seg å være involvert i avgifte flere kreftfremkallende og kan spille en viktig rolle i kreftutvikling av kreft. Tidligere studier på sammenhengen mellom glutation S-transferase M1 (GSTM1) polymorfisme og magekreft (GC) risiko rapportert noe svar. For å få et nøyaktig resultat, gjennomførte vi den nåværende meta-analyse gjennom å samle alle kvalifiserte studier.
Metoder, En omfattende databaser over Pubmed, Embase, Web of Science, og den kinesiske Biomedical Database (CBM) ble søkt etter fall -kontroll studier som undersøker sammenhengen mellom GSTM1 null genotype og GC risiko. Odds ratio (OR) og 95% konfidensintervall (95% KI) ble brukt for å vurdere dette mulig sammenheng. En χ2-baserte Q-test ble brukt for å undersøke heterogenitet antakelsen. Begg og Egger test ble brukt for å undersøke potensialet publikasjonsskjevhet. Den leave-one-out følsomhetsanalyse ble utført for å finne ut om våre antakelser eller avgjørelser har stor innvirkning på resultatene av dette arbeidet. Statistiske analyser ble utført med programmet STATA 12.0.
Resultater
totalt 47 kvalifiserte case-control studier ble identifisert, inkludert 6,678 tilfeller og 12,912 kontroller. Våre analyser antydet at GSTM1 null genotype var signifikant assosiert med økt risiko for GC (OR = 1,186, 95% KI = 1,057 til 1,329, p heterogenetiy = 0,000, p = 0,004). Signifikant sammenheng ble også funnet i asiater (OR = 1,269, 95% KI = 1,106 til 1,455, p heterogenetiy = 0,002, p = 0,001). Men GSTM1 null genotype ble ikke bidratt til GC risiko i kaukasiere (OR = 1,115, 95% KI = 0,937 til 1,326, p heterogenetiy = 0,000, p = 0,222). I subgruppeanalyse stratifisert etter kilder til kontroller, ble signifikant sammenheng påvist i sykehusbaserte studier (OR = 1,355, 95% KI = 1,179 til 1,557, p heterogenetiy = 0,001, p = 0,000), mens det var ingen signifikant foreningen påvist i populasjonsbaserte studier (OR = 1,017, 95% KI = 0,862 til 1,200, p heterogenetiy = 0,000, p = 0,840).
Konklusjon
Denne meta-analyse viste bevis på at GSTM1 null genotype bidratt til utviklingen av GC
Virtual Slides
virtuelle lysbilde (er) for denne artikkelen finner du her:. http:... //www diagnosticpathol logi diagnomx eu /vs /1644180505119533.
nøkkelord
GSTM1 Polymorphism Magekreft kreft~~POS=HEADCOMP Risk Meta-analyse Bakgrunn
flere bevisføringer foreslått både kumulative effekten av miljømessige risikofaktorer og genetisk disposisjon for den enkelte har bidratt til utviklingen av kreft [ ,,,0],1]. Genet-miljø interaksjon i karsinogenese er også godt reflektert av metabolske enzymer involvert i inaktivering og /eller avgiftning av miljømessige carcinogener. De fleste av de kreftfremkallende metabolisk inaktivert av avgiftning enzymer. Derfor er arvet variasjoner i genene som koder for de carcinogen-metaboliserende enzymer som kan forandre enzymatisk aktivitet og deretter den kreftfremkallende aktivering og /eller deaktivering [2]. Individuell faren for kreft er sannsynlig å bli påvirket av genotyper av biotransformasjonsproduktene enzymer som representerer betydelige etniske forskjeller i hyppigheten av alleler [3]
. Menneskelig glutation S-transferaser (GST) er fase II enzymer som spiller en nøkkelrolle i å beskytte mot kreft ved å avgifte mange potensielt cytotoksiske /gentoksisk forbindelser [4]. Genene som koder for de tre store GST isoenzymer, GSTM (MU) 1, GSTT (theta) 1, og GSTP (pi) 1, mye uttrykt langs fordøyelsessystem [5], er svært polymorfe. Blant de GST isoformene, glutation S-transferase M1 (GSTM1) er av spesiell interesse og viktig fordi det har en gave /null polymorfisme og null genotype har et fullstendig fravær av GSTM1 enzymaktivitet. Det har blitt observert at GSTM1 null kan påvirke individuell mottakelighet for kreft [6]. Opp til nå, har mange forskere om forholdet mellom polymorfisme av GSTM1 null genotype og GC mottakelighet blitt gjennomført. Men funnene er kontroversielle på grunn av forskjellige grunner, inkludert de utvalgte bestander og deres etnisiteter. En fersk meta-analyse av 15 studier antydet noen sammenheng mellom GSTM1 polymorfisme og GC følsomhet ble funnet [7]. Når de utførte meta-analyse, felles utvalgsstørrelsen var relativt små og ikke nok informasjon var tilgjengelig for mer utfyllende subgruppeanalyse. Siden den gang har ytterligere flere studier med en stor utvalgsstørrelse om dette polymorfisme på GC risiko er rapportert, noe som ville forbedre kraften i meta-analysen. For å få et mer nøyaktig resultat, gjennomførte vi den nåværende meta-analyse.
Metoder
Søkestrategi for kvalifiserte studier
Vi gjennomførte et omfattende søk gjennom Pubmed, Embase, Web of Science, og kinesisk Biomedisinsk data-base (CBM) databaser for studier som vurderer sammenhengen mellom GSTM1 null genotype og GC risiko. Litteraturen strategien brukt følgende søkeord: ( "glutation S-transferase M1", "GSTM1" eller "GSTM") og ( "magekreft", "magekreft", "magekreft" eller "mage carcinoma"). Det var ingen prøvestørrelse og språk begrensning. Vi evaluerte alle tilhørende publikasjoner for å hente de mest kvalifiserte litteratur. Alle referanser som er sitert i de inkluderte studiene ble også hånd søkte og anmeldt for å identifisere ytterligere publiserte artikler ikke indeksert i felles databaser. . Fra studiene med overlappende data publisert av de samme forfatterne, bare det siste eller fullstendig studien ble inkludert i denne meta-analyse
inklusjons- og eksklusjonskriterier
Den inklusjonskriterier av kvalifiserte studiene var som følgende: (1) vurdere GSTM1 polymorfisme og GC risiko; (2) Bare de case-control studier ble vurdert; (3) Papiret skal tydelig beskrive diagnoser av GC og kildene til saker og kontroller; (4) Kontrollene var magekreftfrie individer; (5) Rapportert frekvensene av GSTM1 polymorfisme i begge tilfeller og kontroller eller odds ratio (OR) og 95% konfidensintervall (95% KI) av sammenhengen mellom GSTM1 null genotype og GC risiko. Eksklusjonskriterier var: (1) Ingen case-kontrollstudier; (2) kontroll befolkningen inkludert ondartet svulst pasienter; og (3) duplisert publikasjoner.
datauttrekk
Relevante data ble hentet fra alle de kvalifiserte studiene uavhengig av to korrekturlesere, og uenigheter ble avgjort ved diskusjon og konsensus ble nådd blant alle anmeldelser. De viktigste data hentet fra berettigede studiene var som følger: den første forfatter, utgivelsesår, etnisitet, genotype metode, kilde av kontrollene, totalt antall tilfeller og kontroller, genotypen hyppigheten av GSTM1 polymorfisme. Ulike etniske grupper var i hovedsak kategorisert som hvite, asiater, afrikanere og blandet. Hvis en studien ikke angi etnisitet eller hvis det ikke var mulig å skille deltakerne i henhold til en slik fenotype, ble gruppen kalt "mixed". For studier som inkluderte fag av ulike etniske populasjoner, ble data samlet inn separat når det er mulig og anerkjent som et selvstendig studium.
Kvalitetsvurdering
Kvaliteten på utvalgte studier i stede meta-analyse ble vurdert ved hjelp av Newcastle Ottawa skala (NOS) som anbefalt av Cochrane ikke-randomiserte studier Metoder Working Group. Dette instrumentet ble utviklet for å vurdere kvaliteten på ikke-randomiserte studier, spesielt kohort og case-kontrollstudier [8]. Dette instrumentet ble utviklet for å vurdere kvaliteten på ikke-randomisert studier, spesielt kohort og case-kontrollstudier. Basert på NOS, ble case-kontrollstudier dømt basert på tre hovedperspektiver: valg av studiegruppene (1 kriteriet), sammenlignbarhet av studiegrupper (4 kriterier), og konstatering av utfallet av interesse (3 kriterier). Gitt variasjonen i kvaliteten på observasjonsstudier som finnes på vår første litteratursøk, vi vurdert studier som oppfylte fem eller flere av NOS kriterier som høy kvalitet (http:.. //Www Ohri ca /​​programmer /clinical_ epidemiologi /oxford. asp) [9].
statistiske metoder
Vi undersøkte sammenhengen mellom GSTM1 null genotype og GC risiko ved å beregne samlet odds ratio (ORS), 95% konfidensintervall (95% KI), og betydningen av den samlede ELLER ble bestemt ved den Z-testen. For å vurdere heterogenitet blant de inkluderte studiene mer presist, både chi-kvadrat basert Q statistikk test (Cochran Q-statistikken) for å teste for heterogenitet og jeg 2 statistikk å kvantifisere andelen av den totale variasjonen skyldes heterogenitet [10 , 11]. Hvis opplagt heterogenitet eksisterte blant de inkluderte studiene (P < 0,05), ble tilfeldig effekt modell (DerSimonian og Laird metode) som brukes til basseng resultatene [12]. Når det var ingen åpen heterogenitet eksisterte blant de inkluderte studiene (P > 0,05), ble fast effekt modell (Mantel-Haenszel metode) som brukes til basseng resultatene [13]. Videre ble Subgruppeanalyser utført for å teste om effekten størrelse varieres ved etnisitet og kilden av kontroll befolkningen. Den slags etnisitet ble i hovedsak definert som kaukasiere, asiater. Publikasjonsskjevhet ble undersøkt med trakten tomten og dens asymmetri foreslo faren for publikasjonsskjevhet. For å evaluere den publiserte bias, brukte vi Begg [14] og Egger s [15] formell statistisk test og ved visuell inspeksjon av trakten tomten. Videre ble leave-one-out følsomhetsanalyse utført for å finne ut om våre antakelser eller avgjørelser har stor innvirkning på resultatene av gjennomgangen ved å utelate hver studie [16]. Alle statistiske tester for meta-analyse ble utført med Stata (versjon 12.0, Stata Corporation, College Station, TX). AP verdi mindre enn 0,05 ble ansett som statistisk signifikant, og alle P-verdier var tosidig.
Resultater
Study egenskaper
Det var 113 relevante abstrakter identifisert ved å søke på stikkord, og 41 studier ble først ekskludert etter den grundig vurdering av abstracts, forlater 72 studier for hele publikasjonen gjennomgang (figur 1). Av de 72 studiene ble 25 studier ekskludert (6 for som inneholder overlappende data, 11 for anmeldelser, 3 for uten tilstrekkelige data, og 5 for på GSTT1 polymorfisme). Tabell 1 listet opp de viktigste kjennetegnene på utvalgte studier som inngår i denne meta-analysen. Det er 47 case-kontrollstudier, inkludert 6,678 tilfeller og 12,912 kontroller møtte utvalgskriteriene [2, 17-62]. Blant de 47 studiene, 24 studier av kaukasiere og 23 studier av asiater. Det er 25 studier av sykehusbaserte kontroller og resten er populasjonsbaserte kontroller. Figur 1 Flytskjema studievalg.
Tabell 1 Hovedtrekkene i alle de kvalifiserte studier i denne meta-analysen
Førsteforfatter
År
Etnisitet
Kontroll kilde
Prøve size

Case

Control

Case

Control

Present

Null

Present

Null

Strange et al.
1991
kaukasisk
Hospital baserte
19
49
5
14
29
20
Harada et al.
1992
asiatisk
populasjonsbasert
19
84
14
5
44
40
Kato et al.
1996
Asian
Hospital baserte
64
120
34
30
59
61
Katoh et al.
1996
asiatisk
Befolknings -basert
139
126
60
79
71
55
Deakin et al.
1996
kaukasisk
Hospital basert
136
577
64
72
261
316
Enders et al.
1998
kaukasisk
Hospital baserte
51
35
23
28
22
13
Martins et al.
1998
kaukasisk
Hospital baserte
148
84
77
71
40
44
Oda et al.
1999
asiatisk
Hospital baserte
147
112
56
91
57
55
Cai et al.
1999
asiatisk
populasjonsbasert
95
94
35
60
51
43
Setiawan et al.
2000
asiatisk
populasjonsbasert
87
419
45
42
207
212
Lan et al.
2001
kaukasisk
populasjonsbasert
347
426
180
167
204
222
Saadat et al.
2001
kaukasisk
populasjonsbasert
42
131
16
26
78
53
Gao et al.
2002
Asian
populasjonsbasert
153
223
63
90
90
133
Wu et al.
2002
asiatisk
Hospital -basert
356
278
183
173
142
136
Sgambato et al.
2002
kaukasisk
Hospital basert
8
100
3
5
47
53
Choi et al.
2003
asiatisk
populasjonsbasert
80
177
34
46
82
95
Roth et al.
2004
asiatisk
populasjonsbasert
90
454
66
24
309
145
Suzuki et al.
2004
asiatisk
Hospital baserte
145
177
58
87
93
84
Colombo et al.
2004
Mixed
populasjonsbasert
100
150
53
47
88
62
Lai et al.
2005
asiatisk
Hospital baserte
123
121
50
73
66
55
Li et al.
2005
asiatisk
Hospital baserte
100
62
33
67
36
26
Mu et al.
2005
asiatisk
populasjonsbasert
196
393
69
127
158
235
Nan et al.
2005
Asian
Hospital baserte
400
614
149
251
254
360
Shen et al.
2005
asiatisk
Hospital -basert
142
675
41
71
314
361
Palli et al.
2005
kaukasisk
populasjonsbasert
175
546
85
90
271
275
Tamer et al.
2005
kaukasisk
Hospital baserte
70
204
30
40
116
88
Nan et al.
2005
asiatisk
Hospital baserte
107
220
34
73
90
130
Hong et al.
2006
asiatisk
Hospital baserte
108
238
48
60
104
134
Agudo et al.
2006
kaukasisk
populasjonsbasert
242
927
120
122
434
498
Martinez et al.
2006
kaukasisk
populasjonsbasert
87
329
54
33
180
149
Boccia et al.
2007
kaukasisk
Hospital baserte
105
256
48
59
119
135
RUZZO et al.
2007
kaukasisk
populasjonsbasert
79
112
44
35
51
61
Wideroff et al.
2007
kaukasisk
populasjonsbasert
116
209
55
61
87
121
Tripathi et al.
2008
kaukasisk
Befolknings -basert
76
100
45
31
61
39
Al-Moundhri et al.
2009
kaukasisk
populasjonsbaserte
107
107
65
42
75
32
Masoudi et al.
2009
kaukasisk
Hospital basert
67
134
30
37
74
60
Malik et al.
2009
kaukasisk
Hospital baserte
108
195
44
64
116
79
Moy et al.
2009
kaukasisk
populasjonsbasert
170
735
72
98
320
415
Zendehdel et al.
2009
kaukasisk
populasjonsbasert
181
624
54
70
230
239
Palli et al.
2010
kaukasisk
populasjonsbasert
296
546
206
90
271
275
Yadav et al.
2010
asiatisk
Hospital baserte
133
270
84
49
150
120
Luo et al.
2010
asiatisk
Hospital baserte
123
129
30
93
58
71
Nguyen et al.
2010
Asian
Hospital baserte
59
109
16
43
34
75
Darazy et al.
2011
kaukasisk
Sykehus-basert
13
70
7
6
58
12
García-González et al.
2012

• Blandet adeno (nevro) endokrin kreft som følge av ektopisk mage slimhinnene i øvre thorax esophagus
• Effekt av antecolic eller retrocolic rekonstruksjon av mage /duodenojejunostomy på forsinket tømming etter pancreaticoduodenectomy: a meta-analysis