Abstract
Bakgrunn
Mutant p53 protein overekspresjon har blitt rapportert å indusere antistoffer mot p53. Ulike studier som vurderer den diagnostiske verdien av serum p53 antistoff hos pasienter med spiserørskreft fortsatt kontroversielt. Denne studien tar sikte på omfattende og kvantitativt oppsummere den potensielle diagnostiske verdien av serum p53 antistoff i spiserørskreft.
Metoder
Vi systematisk søkte PubMed og Embase til 31. Mai 2012, uten språkbegrensninger. Studiene ble vurdert for kvalitet ved hjelp QUADAS (kvalitetsvurdering av studier av diagnostisk nøyaktighet). Positiv likelihood ratio (PLR) og negativ sannsynlighetsforhold (NLR) ble slått sammen separat og sammenlignet med generelle nøyaktighet tiltak diagnostisk odds ratio (DOR) og symmetrisk oppsummering mottaker drift karakteristikk (sROC). PLR og NLR og deres 95% konfidensintervall (KI) ble beregnet ved hjelp av en fast effekt modell i henhold til Mantel-Haensed metode og tilfeldig effekt-modell basert på arbeidet til Der Simonian og laird hhv.
Resultater
Femten studier (saker = 1079, kontroller = 2260) oppfylte inklusjonskriteriene for meta-analyse. Omtrent 53,33% (8/15) av de inkluderte studiene var av høy kvalitet (QUADAS score≥8), som var retrospektive case-kontrollstudier. Sammendrags estimatene for kvantitativ analyse av serum p53 antistoff i diagnostisering av spiserørskreft var PLR 6,95 (95% KI: 4,77 til 9,51), NLR 0,75 (95% KI: 0,72 til 0,78) og DOR 9,65 (95% CI: 7.04- 13.22). Men vi fant betydelig heterogenitet mellom NLRs.
Konklusjoner
Den nåværende tyder serum p53 antistoff har en potensiell diagnostisk verdi for esophageal kreft. Imidlertid er dens diskriminering kraft ikke perfekt på grunn av lav sensitivitet.
Virkning
Disse resultatene tyder på at s-p53-antistoff kan være nyttig for overvåkning av gjenværende tumorceller og for å hjelpe til med valget av kandidater for mindre invasive behandlingsprosedyrer grunn av den høye spesifisitet av s-p53-antistoff. Videre studier kan være nødvendig å identifisere mønstre av flere biomarkører for ytterligere å øke strømmen av EC gjenkjenning
Citation. Zhang J, Xv Z, Wu X, Li K (2012) Potential diagnostisk verdi av Serum p53 antistoff for Detecting esophageal kreft: en meta-analyse. PLoS ONE 7 (12): e52896. doi: 10,1371 /journal.pone.0052896
Redaktør: Hamid Reza Baradaran, Teheran University of Medical Sciences, islamske republikken Iran
mottatt: 19 september 2012; Godkjent: 22 november 2012; Publisert: 28.12.2012
Copyright: © 2012 Zhang et al. Dette er en åpen-tilgang artikkelen distribueres under betingelsene i Creative Commons Attribution License, som tillater ubegrenset bruk, distribusjon og reproduksjon i ethvert medium, forutsatt den opprinnelige forfatteren og kilden krediteres
Finansiering:. Forfatterne har ingen støtte eller finansiering for å rapportere
konkurrerende interesser:.. forfatterne har erklært at ingen konkurrerende interesser eksisterer
Innledning
Esophageal kreft, som består av plateepitelkarsinom og adenokarsinom , er den åttende mest vanlige kreftverdensbasis, utgjør 6,13% av hele fordøyelsessystemet kreft, med 482,300 nye tilfeller årlig, og har den sjette høyeste kreft dødelighet, med 406,800 dødsfall registrert i 2008 verdensom [1]. Videre er 17,460 tilfeller av spiserørskreft forventet å være nylig diagnostisert i 2012, med 15,070 estimerte dødsfall sto for 86% av alle estimerte nye tilfeller [2]. I løpet av de tidlige stadier av esophageal kreft, pasienter er vanligvis asymptomatiske og gå ubemerket før de er uhelbredelig. Prognosen for denne sykdommen er ugunstig på tross av fremskritt innen terapi. Imidlertid, hvis pasienten diagnostisert på et tidlig stadium, total overlevelse kan forbedres betraktelig, med et 5 års overlevelse på opp til 90% [3]. Selv om det aktuelle diagnostiske prosedyrer (patologiske undersøkelser av resekterte prøver) forbedre nøyaktigheten av diagnosen, slike fremgangsmåter er ofte invasiv, ubehagelig, upraktisk og dyrt. Det er derfor et stort behov for identifisering av nye ikke-invasive diagnostiske metoder for tidlig svulst deteksjon.
Mutasjoner i tumor suppressor genet p53 er de mest observerte genetiske avvik i humane kreftformer [4]. Proteinproduktet av p53-genet er et kjernefysisk fosfoprotein uttrykt i normale celler. I serum hos friske individer tilstedeværelse av p53 protein og anti-p53-antistoffer er ekstremt sjeldne [5]. Mutasjoner i dette gen forårsake en opphopning av ikke-funksjonelle proteiner, på grunn av økt stabilitet og en lengre halveringstid på flere timer, sammenlignet med 20 minutter for villtype p53, som kan påvises ved immunologisk analyse [5]. Den akkumulerte protein da fungerer som et antigen, med påfølgende utvikling av antistoffer (anti-p53-antistoffer), som er detekterbar i vev, sloughed celler, blod og andre kropps fl uid- [5]. Med utviklingen av molekylær bioteknologi, har et stort antall studier på potensialet diagnostiske verdien av serum p53 antistoff for esophageal kreft er offentliggjort og har rapportert varierende resultater.
For å belyse hvorvidt serum p53 antistoff kan brukes som en serologisk markør i diagnostisering av spiserørskreft. I denne studien har vi gjennomført en systematisk oversikt og meta-analyse for å vurdere nøyaktigheten av serum p53 antistoff for esophageal kreft screening.
Materialer og metoder
Søk Strategi og studievalg
Vi søkte PubMed og EMBASE å finne egnede studier før 31. mai ble 2012. Ingen start datagrense brukt. Søkeordet var «esophageal svulst «,» blod eller serum «,» seropositive eller serum antistoff «, p53 eller TP53″ (se tabell S1), uten språkbegrensninger. Artikler ble også identifisert ved bruk av relaterte artikler funksjon i PubMed og referansene av identifiserte artiklene ble søkt manuelt.
To lesere (J Zhang og ZW XV) uavhengig inspisert tittel og sammendrag av hver referanse for å identifisere de studier som var sannsynlig å rapportere den diagnostiske verdien av serum p53 (s-p53) antistoff og deretter fått fulltekst. Uenighet om studievalg ble vedtatt ved konsensus. Den fullstendige teksten ble hentet for artikler som ikke kunne utelukkes på grunnlag av tittel og abstrakt å bestemme inkludering. Inklusjonskriterier for primærstudiene var som følger: (i) deltakere: alle tilfeller må ha blitt diagnostisert med en gullstandard (patologiske undersøkelser av vevsprøve eksemplarer), må serum er samlet for anti-p53 analyse før noen behandling, f.eks kjemoterapi eller strålebehandling, og kontrollene var uten andre kreftformer, (ii) indeks test: studier evaluert diagnostiske verdien av s-p53 antistoff i spiserørskreft, (iii) Utfall: studier rapportert positive verdier av tilfellene og kontroller, og resultatene av en individuell studie på diagnostisk nøyaktighet kan oppsummeres i en 2 × 2 bord, (iv) studiedesign: Ingen restriksjoner ble gjort med hensyn til å studere design (tverrsnitt, case control, corhort studien) eller datainnsamling (prospektiv eller retrospektiv) .
vurdering av metodisk kvalitet
To avhengige lesere (J Zhang og ZW XV) brukte 11 elementer av publisert QUADAS (kvalitetsvurdering for studier av diagnostisk nøyaktighet) retningslinjer som et verktøy for å vurdere den medfølgende studier, og uenigheter ble løst ved konsensus. De 11 elementene ble anbefalt av Cochrane Collaboration Metoder gruppe på screening og diagnostiske tester [6]. Elementene fikk en «1» score hvis elementet stillingen var «ja», og samlet score var 11. Postene dekket pasienten spektrum, referansestandard, sykdomsutvikling bias, verifikasjon bias, anmeldelse av bias, klinisk vurdering bias, innlemmelse bias, test gjennomføring, studie uttak, og ubestemte resultater. Den QUADAS verktøyet blir presentert sammen med retningslinjer for å utføre hvert av elementene som inngår i verktøyet.
Data Extraction and Management
De endelige kvalifisert artikler ble selvstendig etter to lesere (J Zhang og ZW xv), og uenigheter ble løst ved konsensus. Følgende kjennetegn studier ble hentet: (i) grunnleggende informasjon: systematisk dato, dirigent, studere ID og studere detaljene (første forfatter, utgivelsesår, country publiserings), (ii) studie valgbarhet: basert på inkludering /eksklusjonskriterier for å vurdere på nytt, og til å ta opp årsaken til de ekskluderte studiene, (iii) metoder for studien egenskaper: deltakernes inkludering /eksklusjonskriterier, etnisitet, sykdom stadium, histologi scenen, diagnostiske retningslinjer, type kontroll, (iv) indeks tester: den ekstraksjon tid og lagringstemperatur for prøven, bestemmelsesmetoden, cut-off-verdi, blind, en detaljert rapport av analyseprosedyren, (v) resultat: den positive verdien av tilfellene og kontroller, og andre sammenligningsdata (f.eks gjennomsnittsalder, sex ratio, røyking, drikking) mellom saker og kontroller. Hvis data fra noen av de ovennevnte kategoriene ikke ble rapportert i den primære artikkelen, ble elementer behandlet som «ikke rapportert.» Vi hadde ikke kontakt med forfatteren for nærmere informasjon.
Statistiske analyser
brukte standardmetoder anbefales for meta-analyse av diagnostiske test evalueringer [7]. Den statistiske analysen var basert på følgende trinn [7]: 1-presentasjon av resultatene fra enkeltstudier. Rapportering de viktigste resultatene av alle inkluderte studiene er en viktig del av hver gjennomgang. Hver studie er presentert med bakgrunnsinformasjon (utgivelsesår, country, valg av pasientene og metodiske egenskaper). 2-lete etter tilstedeværelsen av heterogeniteten. De fleste diagnostiske vurderinger viser betydelig heterogenitet i resultatene av inkluderte studier. Når forskjellige studier har i stor grad forskjellige resultater, kan dette skyldes enten tilfeldige feil eller heterogenitet på grunn av forskjeller i klinisk eller metodiske egenskaper ved studier. En chi-kvadrat-test kan anvendes for å statistisk teste nærvær av heterogeniteten i studieresultater. 3-testing av nærværet av cut-off-terskel effekter. Estimater av diagnostisk nøyaktighet variere hvis ikke alle studier bruker samme cut-off point for et positivt testresultat eller for referansestandard. Variasjon i parameterne for nøyaktighet kan delvis skyldes variasjon i cut-off point. Vi kan teste for tilstedeværelse av en cut-off point effekt mellom studiene ved å beregne en Spearman korrelasjonskoeffisient mellom sensitivitet og spesifisitet av alle inkluderte studiene. 4-håndtere heterogenitet. Undergruppeanalyse og meta regresjon kan bli utført for å påvise den heterogenitet mellom studiene. 5-statistisk pooling: positiv sannsynlighet ratio (PLR), negativ likelihood ratio (NLR) og deres 95% konfidensintervall (KI) ble beregnet ved hjelp av en fast effekt modell i henhold til Mantel-Haensed metode og tilfeldige effekter modell basert på arbeidet til der Simonian og laird [8], henholdsvis. Sannsynligheten ratio omfatter både sensitivitet og spesifisitet av testen, og gir et direkte anslag på hvor mye et testresultat vil endre oddsen for å ha en sykdom [9]. PLR viser hvor mye oddsen av sykdommen øker når en test er positiv [9], og NLR indikerer hvor mye oddsen av sykdommen reduseres når en test er negativ. Sannsynlighetsforhold på 10 eller 0,1 generere store og ofte avgjørende skifter fra pretest til posttest sannsynlighet (indikerer høy nøyaktighet) [9]. Ifølge H ærlig, Khan KS [10], sensitivitet og spesifisitet anses som upassende for meta-analyser, da de ikke opptre uavhengig når de er slått sammen fra forskjellige primærstudier for å generere separate averages.The nøyaktighet mål som ble brukt var den diagnostiske odds forholdet (DOR) beregnet av Moses «konstant av lineært, noe som indikerer endringen i diagnostiske utførelsen av prøven som studeres per enhet økning i kovariante [11]. Den DOR er en enkelt indikator av test nøyaktighet som kombinerer dataene fra sensitivitet og spesifisitet til et enkelt tall [12]. Verdien av DOR går fra 0 til uendelig, med høyere verdier indikerer bedre diskriminerende teste ytelsen (høyere nøyaktighet) [12]. En DOR på 1,0 indikerer at testen ikke diskriminerer mellom pasienter med sykdommen og de uten den [12]. Sammendrag mottaker som opererer karakteristiske kurver ble anvendt for å sammenfatte generelle teste ytelsen, og arealet under SROC kurven (AUC) ble beregnet. Den SROC kurven har blitt anbefalt å representere resultatene av en diagnostisk test, basert på data fra meta-analyse, og arealet under SROC kurven (AUC) er ikke bare nyttig for å oppsummere kurven, men også ganske robust til heterogenitet [13 ], [14]. En tidligere studie [15] har vist at for å demonstrere utmerket nøyaktighet, bør AUC være i området 0,97 eller høyere. AUC på 0,93 til 0,96 er veldig bra; 0,75 til 0,92 er god. En AUC mindre enn 0,75 kan likevel være rimelig, men testen har åpenbare mangler i sin diagnostisk nøyaktighet. Dette potensielle problemet forbundet med sensitivitet og spesifisitet på 100% blir løst ved å legge 0,5 til alle cellene i den diagnostiske 2 × 2 bord [7].
Vi brukte en chi-squared test for å oppdage statistisk signifikant heterogenitet. Mellom-studie heterogenitet ble vurdert ved hjelp av I
2, i henhold til følgende formel: I
2 = 100% x (Cochran Q -degrees frihets) /Cochran Q [16]. For å detektere cut-off-terskel effekter, ble forholdet mellom sensitivitet og spesifisitet evaluert ved hjelp av Spearman korrelasjonskoeffisient r. Mulige kilder til heterogenitet ble undersøkt ved meta regresjon, som brukte en generalisering av Littenberg og Moses lineær modell vektet med den inverse av variansen [11]. Også har vi gjennomført subgruppeanalyse. For å vurdere den statistiske utfallet gyldighet, vi har oppdaget den samlede utfallet av sensitivitetsanalyse. Siden publikasjonsskjevhet er av interesse for meta-analyse av diagnostiske undersøkelser, vi testet for mulig tilstedeværelse av denne skjevheten ved hjelp av trakt plott [17]. Publikasjonsskjevhet er vurdert visuelt ved hjelp av et punktplott av den inverse av kvadratroten av den effektive utvalgsstørrelse (1 /ESS1 /2) versus den diagnostiske logg odds ratio (lnDOR) som bør ha en symmetrisk traktform når publikasjonsskjevhet er fraværende [18]. Formell testing for publikasjonsskjevhet kan utføres av en regresjon av lnDOR mot 1 /ESS1 /2, vekting av ESS [18], med P 0,05 for stigningstallet indikerer betydelig asymmetri. Alle analyser ble gjennomført ved hjelp av Meta Disc statistisk programvare (versjon 1.4, Ramon y Cajal Hospital, Madrid, Spania) [19] og stata SE12.0 programvare (Stata Corporation)
Resultater
Resultater. av søk og Kjennetegn ved Studies
Abstracts og titlene på 103 primærstudier ble identifisert for første gjennomgang ved hjelp av søkestrategier som beskrevet i fig. 1. Etter å ha lest titler og sammendrag, ble 25 urelaterte artikler ekskludert, noe som resulterer i 78 full-tekstene på rollen s-p53 antistoff i diagnostisering av EF blir oppnådd, som ble valgt av inkludering og ekskludering. Av disse publikasjonene, 16 artikler, inkludert en gjennomgang og kasuistikk, ble ekskludert fordi de gitt mangelfull informasjon. En ekstra 23 ble ekskludert fordi det var ingen kontroll, og 22 studier ble ekskludert fordi de fokusert på p53-genet og p53 protein og ikke oppdage s-p53 antistoff. Som en konsekvens, ble bare 17 publikasjoner anses å være kvalifisert for inkludering i analysen, men to studier [20], [21] med kontroller ble senere ekskludert fordi de ikke tillater beregning av sensitivitet eller spesifisitet. Til slutt, de resterende 15 [5], [22] – [35] artikler basert på tilfeller med EF og kontroller uten EC var tilgjengelige for meta-analyse og de diagnostiske kjennetegn ved disse studiene, sammen med QUADAS score, er skissert i tabell 1 og Tabell 2. Disse studiene fulgte flere forskjellige egenskaper. De inkluderte studiene ble utført i forskjellige land, fem [24], [25], [31] – [33] av 15 studier ble gjennomført i Japan, fem [5], [22], [27], [28], [35] i Kina, to [30], [34] i India, en [29] i Tyskland, ett [26] i Polen og en [23] studie er fra Amerika. Publikasjonen år varierte fra 1998 til 2010. Fem studier [22], [26], [29], [31], [33] velger påfølgende pasienter, en [5] velge tilfeldige pasienter, og ni rapporterte ikke relatert informasjon. Alle de 15 studier var retrospektiv, syv [22], [24] – [26], [30], [31], [35], forutsatt at TNM trinnet og 6 [22], [25], [26], [30], [33], [35], forutsatt at histologi trinnet. Tretten av de inkluderte studiene helse frivillige som en kontroll, og de resterende to studier [23], [33] inkluderte helse frivillige og pasienter med benign sykdom som kontroller.
Metodisk kvalitet på inkluderte studier
Kvalitetsvurdering basert på QUADAS retningslinjer ble gjennomført på alle 15 studier inkludert for systematisk gjennomgang. Av de 15 utvalgte studier, åtte [22], [23], [25], [28], [30], [31], [33], [35] hadde QUADAS score≥8, fire [24], [ ,,,0],26], [27], [29] hadde en QUADAS poengsum = 7 og tre [5], [32], [34] hadde en QUADAS poengsum = 6. totalt inkluderte studier (se figur S1), som overstiger 50% hadde høy kvalitet på den akseptabelt referansestandarden og ca. 40% hadde høy kvalitet på den akseptabelt forsinkelse mellom testene. Og ca 60% og 80% hadde høy kvalitet i elementene stiftelses unngås og uninterpretable resultatene henholdsvis rapportert,. I tillegg fem elementer (delvis bekreftelse unngås, differensial verifisering unngås, referansestandard resultater blindet, relevant klinisk informasjon, uttak forklart) hadde 100% høy kvalitet. Imidlertid overstiger 75% av publikasjonene hadde lav kvalitet på det representative spektrum. Og alle de 15 utvalgte studier viste elementet av indeksen testresultatene blindet uklart.
Threshold Effect
Beregning av Spearman korreksjon koeffisient mellom logit av følsomhet og logit av 1-spesifisitet s-p53 antistoff var 0.125 (P = 0,667), noe som indikerer ingen terskel effekt [36], og den positive korrelasjonen hadde ingen statistisk signifikans.
diagnostisk nøyaktighet
For alle studier, den samlede DOR var 9,75 (95% KI: 6,47 til 14,71), heterogenitet chi-kvadrat = 16,22 (p = 0,300) og jeg
2 = 13,70%. Det synes ikke å være noen store kvalitative bevis for heterogenitet mellom studiene vurdert ved inspeksjon av skogen tomten (fig. 2). Den DOR verdi tilnærmet lik 10 indikerte at s-p53 antistoff kan være nyttig biomarkør for EC pasienter diagnosen. Fig.3 presenterte symmetriske SROC av s-p53-antistoff, og AUC var 0,74. I vår studie, AUC for s-p53 antistoff var 0,74, nær 0,75. Dermed s-p53 antistoff hadde rimelig nøyaktighet i form av differensialdiagnose i tilfeller av EF.
De punktestimater av diagnostiske odds ratio fra hver studie er vist som fylte sirkler. Feilfelt er 95% konfidensintervall.
Hver solid sirkelen representerer hver studie i meta-analysen. Størrelsen av hver er angitt ved størrelsen av det faste sirkel. Den vektede (heltrukket linje) og uvektet (stiplet linje) regresjon oppsummering mottaker opererer karakteristiske kurver oppsummere den generelle diagnostisk nøyaktighet
Utvalget av sensitivitet og spesifisitet var 15% -60% og 91%. – 100%, henholdsvis (se figur S2). I denne studien, en samle PLR av 6,98 (95% KI: 5,18 til 9,34) antyder at pasienter med EC har en nesten syv ganger høyere sjanse for å bli e-p53 antistoff test-positive sammenlignet med pasienter uten EC (se figur S3). Også, det var ingen heterogenitet mellom Plrs, heterogenitet chi-kvadrat = 15,27 (p = 0,360) og jeg
2 = 8,30%. Angå NLR, fant vi signifikant heterogenitet for alle de utvalgte studier, heterogenitet chi-kvadrat = 72,93 (p = 0,000) og jeg
2 = 80,80%. Den sammenslåtte negative likelihood ratio var 0,74 (95% KI: 0,68 til 0,81) (se figur S3)
mulige kilder til heterogenitet
Den meta-regresjon og sub-gruppe analyser ble brukt. for å utforske den generelle heterogenitet og mulige kilder til heterogenitet, som kan omfatte variasjon i fremgangsmåten kvaliteten av studier (QUADAS), en analysemetode, til fremstilling av deltakerne (fase i%), negativ kontroll, prøvetaking tid mellom hver studie. Meta-regresjon indikerte at ovennevnte variabler ikke var kildene til heterogeniteten for s-p53-antistoff (data ikke vist). De undergruppe analyseresultater var showet i tabell 3, og den viktigste kilden kan være fra analysemetode, prosentandel av scenen jeg, negativ kontroll, prøvetaking tid.
Sensitivity Analysis og publikasjonsskjevhet
Følsomhetsanalyse analyse~~POS=HEADCOMP ble gjennomført i form av statistiske analysemetoder, utvalgsstørrelse og studiedesign. Vi brukte en tilfeldig effekt modellen til analyse av data på nytt for å erstatte fast effekt modellen, men resultatene ga ingen åpenbare endringer. Når vi ekskludert studiene uten matchet saker og kontrollutvalget størrelse, resultatene var lik de opprinnelige resultatene. I tillegg har vi ekskludert studier som undersøkte ulike kreftformer som inkluderte EC og ikke gir detaljert informasjon om deltakerne, men dette endret ikke resultatene. Selv om meta-analyse i seg selv har noen skjevhet, og resultatene viste ingen publikasjon skjevhet i denne meta-analyse (p = 0,305). Trakten plott (Fig. 4) for publikasjonsskjevhet viste også symmetri.
Trakten grafen plotter DOR (diagnostiske odds ratio) mot (effektiv utvalgsstørrelse) 1 /root. Den stiplede linjen er regresjonslinjen. Resultatet av testen for publikasjonsskjevhet var ikke signifikant (p = 0,305)
Diskusjoner
Vår meta-analyse tillate noen konklusjoner basert på tilgjengelig dokumentasjon:. (1) pasienter med EC har høyere sjanse for å bli e-p53 antistoff test-positive sammenlignet med pasienter uten EC; (2) forholdet mellom oddsen for et positivt testresultat mellom EFs var omtrentlig 10-mapper til oddsen for et positivt testresultat blant de ikke-EC. I korte trekk, s-p53-antistoff kan være nyttig for deteksjon og diagnose av EU, mens det er ufullkommen.
Som vi alle vet, er s-p53 antistoff ikke spesielt for EC. Positive korrelasjoner har blitt rapportert mellom p53 immunreaktivitet og nærværet av S-p53 Abs hos pasienter med spiserørskreft [37], gastrisk karsinom [38], kolorektalt karsinom [39], og eggstokk-karsinom [40]. En sterk korrelasjon ble rapportert mellom p53-mutasjon og nærværet av S-p53 Abs [37], [41]. Faktisk er det en stor del av studier som har rapportert tilstedeværelse av anti-p53-antistoffer til å være en indikator for diagnose eller dårlig prognose i pasienter med blære [42], [43], hepatocellulært karsinom [44] – [49], hode og halskreft [50] – [53], bukspyttkjertel [54] – [57]. De positive tallene for S-p53 Abs var kompatibel til priser av p53 mutasjon i de ondartede svulster [58]. Studier av molekylærbiologi av ondartede svulster har understreket viktigheten av en rekke protooncogener og tumorsuppressorgener i humane kreftformer. Dermed er jakten på biomarkører som kan diagnostisere ulike typer kreftsykdom som viktig for bedre behandling av pasienter.
Tidlig påvisning av EC er fortsatt et vanlig problem i klinisk praksis. Så vidt vi vet, er det ingen diagnostisk biomarkør for EC. Vanligvis er histologisk undersøkelse brukes for å diagnostisere EC. Flere og flere studier har vært fokusert på deteksjon av s-p53 antistoff i EU for å evaluere diagnostisk og klinisk nytteverdi av anti-p53 antistoffrespons som en serologisk markør. Flere studier har rapportert at serum p53 antistoffer (s-p53 ABS) er påvist i ulike populasjoner som har økt risiko for å utvikle ondartet sykdom [59] – [61]. S-p53 Abs kan brukes til å følge responsen hos pasienter med maligne tumorer i løpet av behandlingen [62]. På grunn av at ELISA-analysen er en rask og enkel analyse for å påvise p53 genetiske forandringer, kan s-p53 Abs tjene som en nyttig markør for rutinemessig screening i EC pasientgrupper. Dette er den første meta-analyse om s-p53-antistoff og spiserørskreft screening. I denne studien, 15 studier som blant annet 1079 serumprøver fra EF-pasienter og 2260 serumprøver fra kontrollene uten EC var kvalifisert i henhold til våre inklusjonskriterier. Selv om alle av de 15 utvalgte studier rettet for å sikre at den diagnostiske nøyaktigheten av s-p53-antistoff, kan disse studiene være bare anses å være i et tidlig stadium i diagnostiske tester. I alle 15 studier ble EC pasienter diagnostisert med histologi som positiv. Men de negative kontrollene uten EC som var sunn eller hatt godartet sykdom ble ikke diagnostisert ved histologi. I tillegg gjorde de 15 studiene ikke rapportere om etterforskerne ble blindet. Derfor kan slike ikke-strenge design drive diagnostisk nøyaktighet og føre til skjevhet på grunn av ugunstige representasjon av deltakerne. Samtidig QUADAS, anbefalt av Cochrane, som kan brukes i systematiske gjennomganger av diagnostiske nøyaktighet studier, ble brukt til å vurdere den metodiske kvaliteten på de inkluderte studiene. Vår meta-analyse viste at metodiske kvaliteten på rapporter om diagnostiske undersøkelser av s-p53-antistoff er moderat, uttrykt ved QUADAS verktøyet. Systematiske lesere rådes til å bruke omfattende søk for å forsøke å finne alle relevante studier [63] – [65]. I vår studie fant vi ikke noen publikasjonsskjevhet (p = 0,305).
I meta-analyse, ble samlet indikatorer vanligvis brukes i den lodd studien. I denne studien, men det var betydelig heterogenitet mellom NLRs, så det er ikke egnet til basseng NLR (I
2 = 80,8%). Derfor ble det DOR og AUC beregnet for å evaluere den potensielle diagnostiske verdier av s-p53-antistoff. DOR er vanskelig å være klinisk tolkes, men nyttig fra statistisk synspunkt i vurderingen av den samlede test nøyaktighet i meta-analyse [66] – [68]. Det er svært viktig å merke seg at punktestimatene av PLR og DOR må vurdere nøye og heterogenitet mellom NLRs bør søkes og forklart. Som ulike cut-off verdiene ble brukt blant de 15 inkluderte studiene brukte vi Spearman korrelasjonskoeffisient å analysere terskelen effekt. Resultatet hadde ingen statistisk signifikans (p = 0,66 og 0,05), som indikerer at en terskel effekt var ikke kilden til heterogeniteten. Ikke desto mindre, det analyse validering av s-p53 antistoff som brukes i hver studie var forskjellig; noen brukte ELISA, andre brukt immunoblot eller begge deler, og legger ekstra heterogenitet. Spekteret av pasienter som refererer ikke bare til alvorlighetsgraden av den underliggende mål tilstand, men også til demografiske egenskaper og av tilstedeværelsen av differensialdiagnose og /eller tilleggslidelser. Det er derfor viktig at diagnosetest evalueringer inkludere et passende spekter av pasienter for testen skal undersøkes, og også som en klar beskrivelse er gitt av befolkningen faktisk inkludert i studien [36]. Forskjellen i prosentandel av scenen I pasienter mellom studier førte spekteret skjevhet og heterogenitet. Studier inkludert friske kontroller har en tendens til å vise høyere spesifisitet enn de rekruttere pasienter med klinisk mistanke om sykdom fortløpende og prospektivt i en representativ klinisk setting. Derfor kan distinkt type negativ kontroll være et hovedkildene til heterogenitet. Den prøvetaking tid varierte mye mellom studiene. Fire studier [24], [30], [33], [35] oppsamlet serum før behandlingen, syv studier [5], [23], [25], [29], [31], [32], [34 ] ikke rapportere, to studier [22], [28] samlet serum før kjemoterapi og to studier [26], [27] samlet serum før diagnose, henholdsvis. Differensialene av DOR mellom prøveinnsamlingstids undergrupper antydet at ulike innsamlings ganger førte også til betydelig heterogenitet.
Selv om vi prøvde å unngå skjevhet i prosessen med å identifisere studier, screening, vurdering, data utvinning, dataanalyser, etc; denne studien har flere begrensninger: For det første, at vi ikke beregne diagnostisk nøyaktighet for tidlig stadium (stadium I-II), ved at tilstrekkelig rådata ble ikke gitt. Selv om vi forsøkte å bestemme screening kraften av s-p53-antistoff for tidlig diagnose av EC, EC pasienter uavhengig av sykdomsstadiet ble brukt for å evaluere den diagnostiske effekt på grunn av den begrensning av informasjonen. Det var heller ikke tilgjengelig primærdata for å undersøke forhøyet eller redusert s-p53-antistoff-verdier som en funksjon av tumortype, histologi, alder, eller grad. For det andre, alle av de 15 inkluderte studiene benyttet friske kontroller og bare to studier (2/15) tilsatt godartet sykdom, som sterkt overdrevet den diagnostiske nøyaktighet. Faktisk er alle de 15 inkluderte studiene manglet den riktige tilpasning av alder, lagringsforhold, og plassering av innhenting og behandling av prøvene mellom tilfellet og kontroll. Det er vesentlig for diagnostisk for å etablere den aktuelle tilpasnings kontrollgruppen. Ellers kan nøyaktigheten av den diagnostiske testen overvurderes. Men som vi alle vet, meta-analyse avhengig av primærstudier. Base på den aktuelle studien status, det eneste vi kan gjøre er å peke ut retningen for fremtidig forskning. Selv om ikke-begrense design kan overvurdere diskriminering kraften i s-p53-antistoff i EF, meta-analyse som base på omfattende, kan stort utvalg kvantitativ vurdering gi mer overbevisende bevis. Faktisk er det overbevisende bevis på at s-p53 antistoff-forsøk spesifisitet var høyere enn 0,9 i alle de 15 inkluderte studier, som strekker seg 0,91 til 1,00. Tredje, selv om vi ikke observere betydelige publikasjonsskjevhet mellom studier, er det usikkert om noen data ble savnet på grunn av upubliserte studier. Manglende informasjon kan rapportere lavere diagnostisk av s-p53-antistoff
Vår studie representerer en ny trend i diagnostisering av kreft. Praktiske, ikke-invasiv, lave kostnader biomarkører vil spille en betydelig rolle i screening kreft. Fremtidige studier bør fokusere på følgende oppgaver: (i) forbedre sensitivitet og spesifisitet for påvisning metode, (ii) bruke blod, serum eller andre praktiske prøver, (iii) standardpåvisningsmetoden og cut-off, og (iv) gjennomføre normative diagnostiske tester eller samle inn prøver fra tilfeller før biopsier eller i det minste før behandling for å bedre følsomhet. Disse oppgavene vil redusere heterogenitet blant studiene, slik at vi kan gjennomføre en nøyaktig meta-analyse for å finne den diagnostiske verdien av s-p53 antistoff. Videre er flere studier sterkt behov for å undersøke sammenhengen mellom s-p53 antistoff og scenen og prognose av EF.
