Abstract
Bakgrunn
cyclin D1 (
CCND1
) spiller en viktig rolle i kreftcellesyklusprogresjon. Mange epidemiologiske studier har evaluert assosiasjonen mellom
CCND1
G870A polymorfisme og risikoen for tykktarmskreft. Imidlertid har disse studiene gitt motstridende resultater. For å utlede en mer presis estimering av denne foreningen, gjennomførte vi en meta-analyse og systematisk gjennomgang.
metodikk /hovedfunnene
Et omfattende søk ble gjennomført for å identifisere kvalifiserte studier av
CCND1
G870A polymorfisme og tykktarmskreft. Samlede odds ratio (ORS) med 95% konfidensintervall (CIS) ble hentet fra en fast effekt eller tilfeldig effekt modell. Vi brukte et graderingssystem (Venezia-kriterier) som vurderte den epidemiologiske styrken av foreningen. I alt 22 publikasjoner som inkluderte 6157 tilfeller og 8198 kontroller ble identifisert. Vi fant at
CCND1
G870A polymorfisme var signifikant assosiert med generelle tykktarmskreft (homozygot genetisk modell: OR = 1,130, 95% KI = 1,023 til 1,248, P = 0,016; heterozygote genetisk modell: OR = 1,124, 95% CI = 1,030 til 1,226, P = 0,009; dominant genetisk modell: OR = 1,127, 95% KI = 1,037 til 1,224, P = 0,005). Etter ytterligere stratifisert analysene, ble den økte risikoen kun observert i undergruppene av sykehusbaserte studier, PCR-RFLP genotyping metoder, sporadisk kolorektal kreft, og kaukasisk etnisitet.
Konklusjoner
tilgjengelige bevis viser at
CCND1
870A allel kan være en lav-penetrant risikofaktor for tykktarmskreft
Citation. Yang Y, Wang F, Shi C, Zou Y, Qin H, Ma Y ( 2012) Cyclin D1 G870A Polymorphism Bidrar til tykktarmskreft Følsomhet: Bevis fra en systematisk gjennomgang av 22 kasus-kontrollstudier. PLoS ONE 7 (5): e36813. doi: 10,1371 /journal.pone.0036813
Redaktør: Amanda Ewart Toland, Ohio State University Medical Center, USA
mottatt 27. januar 2012; Godkjent: 06.04.2012; Publisert: May 11, 2012 |
Copyright: © 2012 Yang 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:. Dette arbeidet ble økonomisk sponset av Shanghai Rising Star Program (No.11QA1404800), tilskudd fra Natural Science Foundation National of China (No.81001069) og National 863 Høyteknologi Foundation (No.2009AA02Z118). Finansiører hadde ingen rolle i studiedesign, datainnsamling og analyse, beslutning om å publisere, eller utarbeidelse av manuskriptet
Konkurrerende interesser:.. Forfatterne har erklært at ingen konkurrerende interesser eksisterer
Innledning
tykktarms~~POS=TRUNC kreft~~POS=HEADCOMP (CRC) er den nest vanligste krefttypen hos kvinner og den tredje vanligste typen hos menn i USA og Europa [1], [2]. Den flertrinns karsinogenese av adenom-karsinom-sekvensen bestemmes ved vaktmester molekylære reaksjonsveier, og denne konvensjonelle teori er også tenkt å beskrive kolorektal onkogenese [3], [4]. Men det er nå allment akseptert at patogenesen av CRC involverer flere faktorer interaksjoner av miljømessige utløsere og genetisk mottakelighet [5]. En fersk studie har vist at omtrent 35% av CRC tilfellene kan tilskrives arvelig genetisk mottakelighet [5].
adenin-til-guanin (A /G) substitusjon ved nukleotid 870 (
CCND1
G870A polymorfisme, rs603965) og overdreven cyklin D1 aktivitet er vanlig i en rekke humane tumorer, inkludert brystkreft, lungekreft, hode- og nakkekreft, magekreft, gynekologisk kreft, blodrelaterte krefttyper, og CRC [6], [7 ]. Selv om ulike studier har knyttet
CCND1
G870A polymorfisme til økt CRC risiko, resultatene forblir kontroversielt. For ytterligere å undersøke den kombinerte effekten av
CCND1
G870A polymorfisme på CRC mottakelighet, vi utførte en meta-analyse og systematisk gjennomgang.
Metoder
Identifisering og kvalifikasjon av relevante studier
Alle offentlig litteratur undersøker en sammenheng mellom
CCND1
G870A polymorfisme og tykktarmskreft var kvalifisert. Vi søkte etter studier ved hjelp av PubMed databasen frem til oktober 2011. relevante søkeord «G870A», «A870G», «
CCND1
«, «cyclin D1», «polymorfisme», «kreft», «kolorektal «,» colonic «,» kolon «,» rektal «,» rektum «og» mennesker «ble brukt. Både fritekst og en maske søk etter søkeord som ble brukt. Vi har også manuelt søkte referanselistene i utvalgte artikler og utdrag publisert på store internasjonale konferanser. Abstracts som ikke var skrevet på engelsk, ble ekskludert. Alle studiene møtte følgende kriterier: (1)
CCND1
G870A polymorfisme ble bestemt; (2) resultatet måtte være kolorektal kreft hos mennesker. De viktigste eksklusjonskriteriene var (1) anmeldelser, opplæring, bokstaver, og ledere; (2) kopiere data; (3) ikke en case-control design; (4) utilstrekkelige data ble rapportert som cyclin D1 uttrykk nivåer ble gitt uten genotype data; (5) overlappende data og data erstattet av de siste rapportene.
Data Extraction
Data ble hentet selvstendig og crosschecked mot forskning konsensus. Følgende variabler ble registrert: den første forfatterens etternavn; publikasjon år; region /land der studien ble utført; deltaker kjønn; etnisitet (inkludert kaukasisk, asiatisk og blandet) av studiepopulasjonen; epidemiologisk type kolorektal kreft (inkludert arvelig nonpolyposis tykktarmskreft (HNPCC), sporadisk kolorektal kreft (sCRC), og sporadisk colonic cancer (SCC)); histopatologisk undergruppe informasjon om kjent (inkludert Dukes fase (A /B og C /D) og differensieringsgrad (brønn /moderat, middels og dårlig)); styrekilde (familiebasert studie (FB), populasjonsbasert studie (PB), og sykehusbasert studie (HB)); genotyping metode (polymerase chain reaction (PCR) enkelt-trådet konformasjon polymorfisme (PCR-SSCP), PCR rflp (PCR-RFLP), væskekromatografi (HPLC), TaqMan PCR, og DNA-sekvensering); utvalgsstørrelse (totalt tilfeller og kontroller, samt antall saker og kontroller med G /G, G /A og A /A-genotyper); og P-verdien av Hardy-Weinberg likevekt i kontrollgruppen. Bare de siste studiene ble inkludert når datasettene overlappet eller ble duplisert. Den primære forfattere ble kontaktet for å gi ytterligere informasjon når det er nødvendig. Studier identifisering og datauttrekk ble utført uavhengig av tre etterforskere og sjekket for nøyaktighet av en forfatter.
Statistical Analysis
dikotome variablene ble slått sammen ved hjelp av en odds ratio (OR). Sammendraget OR ble erstattet av risikoen forskjellen (RD) hvis en av studiene rapporterte ingen aktiviteter i begge tilfelle gruppen eller kontrollgruppen.
vill type G /G genotype ble ansett som en referanse. Sammenslåtte effekter ble beregnet for en homozygot sammenligning modell (A /A vs. G /G), en heterozygot sammenligning modell (G /A vs. G /G), en dominant modell (G /A + A /A vs. G /G), og en recessiv modell (A /A vs. G /G + G /A).
den statistiske heterogenitet mellom inkluderte studiene ble bestemt ved hjelp av chi-kvadrat-baserte Q-test [8], [9]. I henhold til Higgins «I
2-statistikken, heterogenitet ble definert som lav eller moderat hvis mindre enn 50% og høy dersom den er større enn 50% [8]. En fast effekt modellen ble påført med Mantel-Haenszel metode for lave eller moderate statistiske heterogene studier [10]. En tilfeldig effekt modell som forutsettes at de aktuelle undersøkelser kom fra en tilfeldig prøve av en hypotetisk populasjon av studier som tok hensyn til heterogeniteten, ble brukt ved heterogene var høy [11]. En Galbraith plott ble opprettet for å vurdere grafisk graden av heterogenitet mellom studiene fra dagens meta-analyse [12], [13]. A L’Abbé tomten ble brukt til ytterligere vurdering av tykktarmskreft [14], [15]. Hardy-Weinberg likevekt (HWE) ble bestemt ved hjelp av chi-kvadrat test i kontrollgruppene [16].
Sensitivitetsanalyser ble utført enten ved å erstatte en verdi av effekt med en annen eller fjerne individuelle studier fra data sett. Sensitivitetsanalyser ble også utført ved å ekskludere studier der genotypefrekvensene i kontrollene vesentlig avvek fra HWE. Vi har utført subgruppeanalyser av studiedesign, krefttype, kreft plassering, etnisitet, Dukes «stadium, grad av differensiering, kjønn og genotyping metode for å undersøke mulige kilder til heterogenitet.
Publisering skjevhet blant de inkluderte studiene ble vurdert grafisk ved hjelp av en Begg trakten tomten [17]. I tillegg publikasjonsskjevhet ble også evaluert statistisk med en Egger test [18].
Studiet konfidensintervall (CI) ble etablert på 95%. Tosidig p-verdier på mindre enn 0,05 ble ansett som statistisk signifikant. Alle statistiske analyser ble utført ved hjelp av Stata versjon 11.0 programvare (Stata Corporation, College Station, TX).
Vurdering av kumulative bevis
Venezia kriterier [19] ble utviklet av Human Genome Epidemiology Network (HuGENet) Working Group for å vurdere den kumulative epidemiologiske styrken av genetiske assosiasjonsstudier; de samme kriteriene ble brukt i denne studien. Etter Venezia kriteriene, ble vår meta-analyse gradert basert på tre kategorier: (1) mengden av bevis (utvalgsstørrelser saker og kontroller som var større enn 1000, 100-1000, eller mindre enn 100 ble tildelt karakteren A , B eller C, henholdsvis); (2) graden av replikasjon (a Higgins «I
2-statistikken [8] som var mindre enn 25%, 25% – 50% eller større enn 50% ble tildelt en klasse av A, B eller C, respektivt ); (3) beskyttelse mot skjevhet (karakteren A ble tildelt hvis det var ingen observerbar bias, karakteren B ble tildelt hvis skjevhet kan være til stede eller kan forklare tilstedeværelsen av foreningen, karakteren C ble tildelt hvis skjevhet var betydelig og hadde en effekt selv tilstedeværelsen eller fraværet av foreningen).
Resultater
Kjennetegn ved Studies
Gjennom litteratursøk og utvalg, totalt 22 publikasjoner [20 ], [21], [22], [23], [24], [25], [26], [27], [28], [29], [30], [31], [32], [33], [34], [35], [36], [37], [38], [39], [40], [41] inkludert 6157 tilfeller og 8198 kontroller som sammenligner
CCND1
G870A polymorfisme og kolorektal kreft mottakelighet ble identifisert basert på MOOSE (meta-analyse av observasjonsstudier i epidemiologi) retningslinjer [42]. To studier [24], [35] undersøkte både HNPCC og sCRC, og genotypefrekvensene ble derfor delt inn i tre typer: Blandet, HNPCC, og sCRC. En artikkel [26] nevnte to uavhengige populasjoner (asiatere og kaukasiere), og studien ble dermed behandlet som tre separate estimater: Blandet, asiater og hvite. Et flytskjema av inklusjons- og eksklusjonskriteriene er presentert i Figur 1.
Fem artikler [20], [26], [34], [37], [39] viste blandet eller mangler etnisitet data. Ni studier [24], [30], [32], [33], [34], [35], [37], [40], [41] viste blandede typer kreft data. Av de 22 inkluderte studiene, 2 var familie-baserte [20], [22], 11 ble populasjonsbasert [21], [23], [24], [26], [28], [31], [32 ], [33], [37], [38], [40], og 9 ble sykehus-baserte [25], [27], [29], [30], [34], [35], [36 ], [39], [41]. Flere genotyping metoder ble benyttet i studiene og inkludert PCR-RFLP, PCR-SSCP, HLC, TaqMan PCR, og DNA-sekvensering. Fordelingen av genotyper i kontrollene av alle studiene var konsistent med Hardy-Weinberg likevekt bortsett fra i en studie [29]. Kjennetegn på de inkluderte studiene er oppsummert i tabell 1.
Heterogenitet Analyse
genotypen data i de 22 studiene var homogen for heterozygote genetiske modellen (G /A vs. G /G: Q-test = 23,65, p = 0,310, jeg
2 = 11.20) og den dominerende genetiske modellen (G /A + A /A vs. G /G: Q-test = 27,93, p = 0,142, jeg
2 = 24,80), men heterogenitet var av betydning for homozygot genetisk modell (A /A vs. G /G: Q-test = 39,53, p = 0,008, jeg
2 = 46,90) og recessive genetiske modell (A /A vs. G /G + G /A: Q-test = 27,93, p = 0,142, jeg
2 = 52,70).
Galbraith tomt analyser av alle inkluderte studier ble brukt for å vurdere potensielle kilder til heterogenitet. To studier [20], [41] ble funnet å være bidragsytere av heterogenitet i homozygot sammenlignings modellen (figur 2).
y-aksen viser forholdet mellom log OR til dens standardfeil (SE) og x-aksen viser den resiproke verdi av SE. Hver studie er representert ved navnet på den første forfatter. En regresjon linjen går sentralt gjennom navnet. Ved en to standardavvik avstand parallelt med regresjonslinjen, 2 linjer skaper et intervall. Studier mangler i heterogenitet vil ligge innenfor 95% konfidensintervall (plassert 2 enheter over og under den sentrale regresjonslinjen).
Forbund
CCND1
G870A Polymorphism med CRC Følsomhet
de multivariable justert ORS for hver studie og OR for kombinasjonen av alle studiene er vist i tabell 2; disse Ors ble brukt til å bestemme forening av G870A polymorfisme med CRC mottakelighet. En betydelig assosiasjon av G870A polymorfisme med CRC følsomhet ble observert i homozygot sammenligning modellen, heterozygote sammenligningsmodellen, og den dominerende modellen når alle studiene ble vurdert (A /A vs. G /G: OR = 1,130, 95% CI = 1,023 til 1,248, P = 0,016 G /A vs. G /G: OR = 1,124, 95% KI = 1,030 til 1,226, P = 0,009; G /A + A /A vs. G /G: OR = 1,127 , 95% CI = 1,037 til 1,224, P = 0,005), men foreningen ble ikke observert i recessive genetiske modellen (A /A vs. G /G + G /A: OR = 1,067, 95% KI = 0.941- 1.210, P = 0,311).
stratifying analyser
Vi har utført subgruppeanalyser, og resultatene er oppført i tabell 2. i tillegg er L’Abbé tomten ble også brukt til å vurdere Barnekonvensjonen risikoen i hver gruppe i alle inkluderte studiene (figur 3).
hver sirkel representerer individuelle prøvestørrelser, og sirklene er proporsjonal med studie vekter (deltaker nummer). Den diagonale linja indikerer at CRC risikoen var lik i de to armene i forsøkene. Den faste Regresjonslinjen representerte en oppsummering OR av 1,127 (G /A + A /A vs. G /G), som ble estimert fra de sammenslåtte resultatene av alle 22 studier.
signifikant sammenheng av
CCND1
G870A polymorfisme med CRC risiko ble observert i mange undergruppe kategorier, inkludert undergrupper av sykehusbaserte studier (A /A vs. G /G: OR = 1,260, 95% KI = 1,072 til 1,482, P = 0.005, G /A vs. G /G: OR = 1,249, 95% KI = 1,082 til 1,442, P = 0,002; G /A + A /A vs. G /G: OR = 1,252, 95% KI = 1.093- 1,433, p = 0,001), undergrupper av sCRC tilfeller (G /A vs. G /G: OR = 1,204, 95% KI = 1,053 til 1,376, P = 0,007; G /A + A /A vs. G /G: OR = 1,188, 95% KI = 1,046 til 1,348, P = 0,008), undergrupper av kaukasisk etnisitet (G /A vs. G /G: OR = 1,145, 95% KI = 1,004 til 1,306, P = 0,043 G /A + A /A vs. G /G: OR = 1,162, 95% KI = 1,026 til 1,316, P = 0,018), undergrupper av Dukes fase C /D (A /A vs. G /G: OR = 1,275, 95% KI = 1,007 til 1,613, P = 0,043 G /A vs. G /G: OR = 1,365, 95% KI = 1,097 til 1,698, P = 0,005), undergrupper av brønnen /moderat grad av differensiering (G /A + A /A vs. G /G: OR = 1,337, 95% KI = 1,063 til 1,682, P = 0,013), mannlige forsøkspersoner (G /A vs. G /G: OR = 1,393, 95% KI = 1,073 til 1,809, P = 0,013; G /A + A /A vs. G /G: OR = 1,359, 95% KI = 1,080 til 1,710, P = 0,009), og undergrupper av PCR-RFLP genotyping metode (A /A vs. G /G: OR = 1,262, 95% KI = 1,126 til 1,415, P 0,001 G /A vs. G /G: OR = 1,190, 95% KI = 1,076 til 1,315, P = 0,001; G /A + A /A vs. G /G: OR = 1,216, 95% KI = 1,106 til 1,337, P 0,001). Spesielt ble undergruppe av kaukasisk etnisitet forbundet med 1.3- til 1.5 ganger økt risiko for sCRC uten heterogenitet (A /A vs. G /G: OR = 1,511, 95% KI = 1,158 til 1,972, P = 0,002; G /En vs. G /G: OR = 1,307, 95% KI = 1,057 til 1,617, P = 0,014; G /A + A /A vs. G /G: OR = 1,369, 95% KI = 1,118 til 1,676, P = 0,002) (tabell 2).
Følsomhet Analyser
sensitivitetsanalyser ble utført ved å utelate en studie om gangen. Denne prosedyren påvirket ikke den samlede verdien, som støtter robustheten denne aktuelle meta-analyse.
publikasjonsskjevhet Analyse
Begg trakten tomten og Egger test (A /A vs. G /G: P = 0,465 G /A vs. G /G: P = 0,731; G /A + A /A vs. G /G: P = 0,516, A /A vs. G /G + G /A: P = 0,399) viste ingen tegn på publikasjonsskjevhet (figur 4).
Vurdering av kumulative bevis
Vi søkte Venezia-kriterier [19] for å vurdere den samlede bevis for en sammenheng mellom
CCND1
G870A polymorfisme og tykktarmskreft mottakelighet. Den totale utvalgsstørrelsen (6157 tilfeller og 8198 kontroller) i vår meta-analyse skredet 1000. Derfor har vi tildelt mengde bevis kategorien en A klasse. Deretter vurderte vi omfanget av replikasjon. Vår meta-analyse viste en signifikant økt risiko for tykktarmskreft i homozygot genetiske modellen, heterozygote genetiske modellen og dominant genetisk modell, men ikke i den recessive modellen i noen kategori. Vi observerte minimal heterogenitet i heterozygote genetiske modellen og dominant genetisk modell og moderat heterogenitet i heterozygote genetisk modell. Derfor tildelt vi en B klasse for omfanget av replikering. Til slutt var det ingen bevis for publikasjonsskjevhet i våre samlede data, og de fleste av de inkluderte studiene var godt matchet for rase, etnisitet, kjønn og alder. Oppsummerings Ors av hver genetisk modell var større enn 1,15; derfor skjevhet kunne lett ha gjort den observerte foreningen. Likevel, de fleste studiene ikke publisere tilstrekkelig informasjon om hvorvidt G870A polymorfisme var relevant for andre polymorfismer eller andre kandidatgener. Derfor ble Venezia kriteriet for beskyttelse mot skjevhet gitt en B klasse. Den samlede karakteren av Venezia kriteriene for våre data var «ABB», som er konsistent med moderat bevis som viser sammenhengen mellom G870A polymorfisme og tykktarmskreft.
Diskusjon
Cell syklusregulering spiller en viktig rolle i utviklingen av kreft ved å påvirke celle-proliferasjon, differensiering og apoptose [43]. Det har vist seg i alle eukaryote organismer som overgangen fra den G1 fase til S-fasen av cellesyklusen styres ved sekvensiell aktivering av cyclin /cyclin-avhengige kinase (Cdk) -komplekser [44]. Den cyclin D1 locus (også kalt
CCND1
eller PRAD1, som ligger på 11q13) består av fem eksoner og fire introner og koder cyclin D, et viktig regulatorisk protein fremme overgangen gjennom begrensning punktet i G1 fasen [45 ]. Over 250 enkeltnukleotidpolymorfi (SNP) som spenner
CCND1
har blitt identifisert og katalogisert på felles SNP databaser (dbSNP: www.ncbi.nlm.nih.gov/SNP/; HapMap: www.hapmap.org). Av de polymorfismer som er identifisert, har den felles adenin til guanin (A /G) substitusjon ved nukleotid 870 i den konserverte spleisedonor region av exon 4 fått mest Undersøkelser [6]. Normalt skaper G870 allelet en optimal spleisedonor nettstedet og resulterer i en godt beskrevet transkripsjon for cyclin D1, betegnes cyclin D1a; Men
CCND1
G870A polymorfisme på grensen av exon 4 og intron 4 påvirker alternativ spleising og resulterer i en variant transkripsjon for cyclin D1, kalt cyclin D1b, som mangler ekson 5 [6], [46], [47]. Derfor er cyclin D1b homolog til cyclin D1a men mangler to regulatoriske motiver, den punktestimering ved sekvensiell testing (PEST) domene og treonin 286 fosforyleringssetet for glykogensyntasekinase 3SS, som begge er avgjørende for å hindre overekspresjon av Cyclin D1 [ ,,,0],6], [46], [47]. Overdreven cyclin D1 aktiverer CDK4 /cyclin D1 komplekser og initierer fosforylering av RB, som forstyrrer RB-mediert transcriptional undertrykkelse av E2F og letter cellecyklusprogresjonen [48], [49].
Den aktuelle meta-analyse og systematisk gjennomgang oppsummerer resultatene fra 22 case-control studier på foreningen av
CCND1
G870A polymorfisme med CRC risiko. Til sammen 6157 tilfeller og 8198 kontroller ble inkludert. Basert på Venezia kriterier, resultatene indikerte at G /A eller A /A genotype av
CCND1
SNP rs603965 var signifikant assosiert med økt risiko for CRC. I tillegg fant vi ingen signifikant risiko for CRC forbundet med
CCND1
G870A polymorfisme for recessive modellen i noen kategori, indirekte tyder på kobling av A-allelet og økt CRC risiko.
I de lagdelte analyser viste resultatene at foreningen mellom
CCND1
G870A polymorfisme og CRC risiko forble signifikant i kaukasiere og sCRC men ikke i asiater eller HNPCC, som støtter hypotesen om at genetiske bakgrunn og miljøet der pasienter lever i kan spille en viktig rolle i utviklingen av CRC [5]. I mellomtiden har funnet at noen sammenheng mellom
CCND1
genotype og CRC risiko ble observert i sammenligning modell av enten tykktarmen gruppen eller rektum gruppen var i kontrast med resultatene fra en annen meta-analyse undersøke fordøyelseskanalen kreft og risikoen forbundet med
CCND1
G870A polymorphism [50]. Vi har også funnet en signifikant sammenheng mellom G870A og CRC risiko i en undergruppe av sykehusbaserte studier, men ikke i de befolkningsbaserte studier. Mangelen på skikkelig matching av kontrollene blant studiene kan påvirke konsistensen på våre nåværende resultater.
Meta-analyse er et viktig verktøy for å avsløre trendene som kanskje ikke er tydelig i en enkelt studie. Kontinuitets uavhengige men lignende studier øker presisjonen og øker derfor sikkerhetsnivå for funnene. Den nåværende meta-analyse har noen fordeler. Først, det totale antallet tilfeller og kontroller var betydelig, noe som i betydelig grad øker den statistiske kraften av analysen. For det andre ble det ikke publiseringsskjevheter oppdaget, noe som indikerer at hele sammenslåtte resultatet kan være objektiv.
Til tross for disse fordelene, noen begrensninger i gjeldende meta-analyse bør bli anerkjent. Først kontrollene ikke ble jevnt definert. Selv om de fleste av pasientene i kontrollgruppen ble utvalgt fra friske populasjoner, noen kan ha hatt en godartet sykdom. Derfor var det en mangel på skikkelig matching, og resultatene er basert på ujusterte estimater. Den nåværende meta-analyse er i stand til å løse problemer med konfunderende faktorer som kan være iboende i de inkluderte studiene. Mangelfull kontroll av confounders kan påvirke resultatene enten mot overdrivelse eller undervurdering av risikoestimater. For det andre ble stratifiseringsinnretningen analyser basert på et relativt lite antall studier, der detaljerte individuelle data var tilgjengelig; derfor noen av de Subgruppeanalyser var vanskelig å utføre. Tredje, men det er ingen indikasjon på større publikasjonsskjevhet i den formelle evalueringen brukes, er potensialet publikasjonsskjevhet umulig å helt utelukke fordi små studier med null resultater tendens til å ikke bli publisert. Til slutt og det meste viktigere, om
CCND1
G870A polymorfisme er uavhengig prediktiv for kreftrisiko er fortsatt kontroversielt [6], [51]. Således bør det bemerkes at om Et allel er en spesifikk årsaks variant er ennå ikke bestemt. Noen funksjonelle studier har vist at G-allelet kan også produsere transkripsjon b (cyclin D1b), og A-allel kan også produsere et transkript (cyclin D1a) [22], [51], [52]; Disse resultatene tyder på at A-allel ikke er universelt nødvendig for transkripsjon b (cyclin D1b) produksjon. Videre en studie viste at G870A og G1722C polymorfismer av cyclin D1 var i koblingsulikevekt i karsinom i hode og nakke [52]. En annen studie viste at det var en synergistisk effekt mellom
CCND1
G870A og caspase-8 6 n del /ins på CRC [40]. Derfor er det mulig at G870A er i koblingsulikevekt sammen med en annen funksjonell variant som modulerer kreftrisiko. I tillegg er det ingen genom-wide forening studie (GWAS) identifisere mottakelighet loci av
CCND1
for tykktarmskreft, selv om en gruppe nylig publisert en GWAS der
CCND1
var sterkt tankevekkende ved melanom kreftutvikling [53]. Derfor er store, prospektive, populasjonsbaserte kliniske studier og genom-wide association studier er nødvendig for å bekrefte tilknytningen av
CCND1
G870A polymorfisme med CRC risiko.
I konklusjonen, gjeldende meta -analysemetoder og systematisk gjennomgang viste at
CCND1
G870A polymorfisme er assosiert med CRC mottakelighet, særlig blant pasienter med kaukasisk etnisitet. Dagens resultater kan be videre undersøkelser av diagnostiske metoder og forebyggende strategier for å bekjempe barnekonvensjonen.
Takk
Alle prosedyrer ble utført i samsvar med Helsinkideklarasjonen. Informert samtykke ble innhentet fra alle pasienter, og Institutt etikkomiteen godkjent studieprotokollen.
