Abstract
Bakgrunn
Forskere har gitt bevis for at telomer dysfunksjon spiller en viktig rolle i kreftutvikling . MNS16A er en polymorfe tandem gjentar minisatelitt av menneskelig telomerase (hTERT) gen som påvirker promoter aktivitet hTERT og dermed impliserer å forholde seg med risiko for flere kreftformer. Men resultatene på sammenheng mellom MNS16A og kreftrisiko er fortsatt kontroversielt. Vi gjennomfører derfor en meta-analyse for å utlede en mer presis estimering av sammenhengen mellom MNS16A og kreftrisiko.
Metoder
En systematisk litteratursøk ble utført ved å søke i PubMed, ISI Web of Knowledge, Human Genome og Epidemiology Network Navigator og Google Scholar digital database for publikasjoner om sammenhenger mellom MNS16A og kreftrisiko. Varianter med statistisk signifikante assosiasjoner av meta-analyse ble vurdert ved hjelp av Venezia kriterier.
Resultater
10 case-control artikler melde 6101 tilfeller og 10521 kontroller ble brakt inn i vår meta-analyse. Forholdene var sterk epidemiologisk troverdighet i cerebral kreft og brystkreft befolkningen (
P
for heterogenitet 0,1). Den kumulative analysen i kronologisk rekkefølge foreslo en klar tendens til en signifikant sammenheng med flere studieprøver.
Konklusjoner
Resultatene ga en mer nøyaktig beskrivelse av rollen MNS16A i cerebral kreft og brystkreft mottakelighet. Andre større studier ble garantert å validere våre funn
Citation. Xia X, Rui R, Quan S, Zhong R, Zou L, Lou J et al. (2013) MNS16A Tandem Gjentar minisatelitt of Human Telomerase Gene og kreftrisiko: A Meta-Analysis. PLoS ONE åtte (8): e73367. doi: 10,1371 /journal.pone.0073367
Redaktør: Balraj Mittal, Sanjay Gandhi Medical Institute, India
mottatt: 29 november 2012; Godkjent: 23 juli 2013; Publisert: 22 august 2013
Copyright: © 2013 Xia 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
Telomerer (en særegen DNA-proteinstruktur på. distale ende av eukaryote kromosomer) er avgjørende for stabiliteten genomisk [1] – [5]. Somatiske celler har en progressiv forkortelse av telomerer etter hver celledeling, men telomerene nå en kritisk kort lengde og taper capping funksjon ved begynnende alderdom stadium i udødelige tumorceller. Uncapped kromosom ender vil da utløse DNA-skade-lignende reaksjoner [6], [7]. Uttrykkene av telomerase kan forhindre tap av telomerer [8] – [10]. Human telomerase revers transkriptase (hTERT) som viktig bestanddel av telomerase, er sterkt uttrykt i det vesentlige alle udødelige tumorceller, men er begrenset i normale vev, noe som fører søkere til hensyns hTERT som en avgjørende rolle med cancer susceptibility [11] – [13] . MNS16A, en polymorfe tandem repetisjoner minisatelitt i nedstrøms hTERT genet, har vært først rapportert å påvirke promoter aktivitet i lungekreftcellelinjer [14]. Variantene inneholder korte tandem repetisjoner (S allel) har sterkere promoter aktivitet enn lange repetisjoner (L allel), noe som indikerer antall tandem repetisjoner forbundet med risikoen for lungekreft. Deretter flere ondartede sykdommer slik som cerebral [15], [16], lunge [17], [18], bryst [19], [20], kolorektal [21], nasofaryngeal [22], prostatakreft [23] og en meta-analyse [24] hadde undersøkt MNS16A i etiologien av kreft, men med inkonsekvente resultater. Tatt i betraktning den viktige rollen MNS16A i promoter aktivitet hTERT genet, vi derfor gjennomføre en meta-analyse på kvalifiserte artikler å anslå sammenslutning av MNS16A med kreftrisiko.
Materialer og metoder
Søkestrategi, kriteriene og data utvinning
Alle metoden som er basert på retningslinjer foreslått av human Genome Epidemiology Network (HuGENet) [25] og Preferred Reporting Varer til systematiske oversikter og meta-analyser (PRISMA) [26] for systematisk gjennomgang av genetiske assosiasjonsstudier. En systematisk gjennomgang av originale publikasjoner analysere sammenhengen mellom MNS16A og kreftrisiko ble utført ved å søke PUBMED, ISI Web of kunnskap og Google Scholar database på og før februar 2013, uten språkbegrensninger. Strategien av søkeord var: ( «Svulst» [Mesh] OR «Carcinoma» [Mesh]) AND ( «Telomerase» [Mesh] OR hTERT) OG MNS16A. Videre skjermet vi Human Genome og Epidemiology Network Navigator samt referanser lister over viktige studier og anmeldelser for flere publikasjoner [27]. Vi deretter utført følgende kriterier for litteratur valg: (a) originale relevante case-kontroll artikler ble inkludert i denne artikkelen; (B) artikler som omhandler sammenhengen mellom MNS16A og kreft hos mennesker var tilgjengelig; (C) artikler som gir tilstrekkelige data til å beregne ORS og 95% konfidensintervall (CIS) ble ansett kvalifisert. Informasjon ble hentet uavhengig av to etterforskere (Rui og Zou) for å sikre homogeniteten av datainnsamling og for å utelukke subjektivitet effekt i datainnsamling og oppføring. Følgende data bør bemerkes: Første forfatterens navn, utgitt i år, stedet der studien ble gjennomført, etnisitet, studietid, gjennomsnittsalder av saken og kontroll, kilde befolkning, krefttype, utvalgsstørrelse, variant teller i begge tilfeller og kontroller. For studier som undersøker mer enn én type kreft, ble data hentet separat som selvstudium [15], [16].
Statistisk analyse
Meta-analyse.
For statistisk analyse, antall tandem repetisjoner ble klassifisert som enten kort (S) eller lang (L) alleler (LS klassifiseringssystem): S alleler, 213bp, 240bp, 243bp, 271bp, 272bp, 274bp; L alleler, 299bp, 302bp, 331bp, 333bp, 364bp, ofte brukt i litteraturen. På grunnlag av klassifiseringen, ble MNS16A genotyper tildelt SS, LS eller LL genotypgruppene. ORS og 95% CI’er ble rekalkulert og vurdert i genet modeller basert på MNS16A lengde sammenligninger (S-allelet versus L allel): en co dominant genetisk modell (SS versus LL; LS versus LL), en dominant genetisk modell (SS + LS kontra LL ) og en recessiv modell (SS versus LS + LL). For å utforske i dybden av forskjellige lengder av MNS16A henhold S allele gruppe, klassifisert vi 271bp, 272bp og 274bp allel som middel alleler (M allel) og 213bp, 240bp og 243bp alleler fortsatt som S alleler (LMS klassifiseringssystem) beskrevet av Jin et al [18].
Sensitivitetsanalyser analyser~~POS=HEADCOMP og mellom-studie heterogenitet.
mellom-studie heterogenitet ble vurdert av
χ2-
basert Cochran
Q
statistikk test og
I
2
metric [28]. Heterogenitet ble betraktet som signifikant på
P
0,1 for
Q
statistikk (for å vurdere om observerte avviket overstiger forventet varians). Og for
I
2
metrisk (
I
2
= 100% x (
Q Anmeldelser –
df
) /
Q
), er følgende loddepunkter ble brukt:
i
2
= 0-25%, ingen heterogenitet;
I
2
= 25-50%, moderat heterogenitet;
I
2
= 50-75%, stor heterogenitet;
I
2
= 75-100%, ekstrem heterogenitet. Betydningen av de samlede ORS ble bestemt ved hjelp av
Z
test (
P
0,05 ble ansett som statistisk signifikant). Den DerSimonian og Laird tilfeldig effekt modell [29] ble brukt til å beregne samlede ORS og 95% CI’er henhold til deres heterogenitet, ellers en fast effekt modellen (Mantel-Haenszel metoden) ble brukt. Stratifisert analyse ble utført for to etnisitet grupper for å undersøke hypotesen om etnisitet spesifikke genetiske mekanismer i utviklingen av MNS16A. Oppsummering ORS og 95% KI ble også beregnet etter stratifisering for krefttypen. I tillegg ble sensitivitetsanalyse utføres etter hverandre ved å utelate enhver artikkel fra meta-analysen i sin tur for å bestemme innvirkningen av hver studie på den totale anslaget [30]. Akkumulert meta-analyse ble utført gjennom et utvalg av alle kvalifiserte kreftstudier innen publiserings år. Til slutt ble publikasjonsskjevhet evaluert av Begg test og Egger test for å oppdage den lille studien effekt [31]. Alle statistiske analyser ble utført med Stata (versjon 10.1), og en 2-sidig
P
verdi på mindre enn 0,05 ble betraktet som signifikant, med unntak av
Q
test for heterogenitet, som en mindre enn 0,1 grad av statistisk signifikans ble brukt.
Beregning troverdigheten statistisk signifikante assosiasjoner.
Hver variant med statistisk signifikante assosiasjoner av meta-analyse ble vurdert på grunnlag av human Genome Epidemiology nettverk Venezia kriterier. Troverdighet ble definert som «sterk», «moderat» eller «svak», basert på karakterene A, B eller C i tre kategorier: 1) mengde bevis; 2) replikering; og 3) beskyttelse mot bias. Mengde bevis ble vurdert etter størrelse på test-allelet blant sak og kontrollene i meta-analyse (n
minor): klasse A, B, krever C n
moll 1000, 100 ≤ n
mindre ≤ 1000, n
moll 100. Replication ble gradert av heterogenitet statistikk: karakterene A, B og C ble tildelt for
I
2
mindre enn 25%, 25-50%, og mer enn 50%, henholdsvis. Vurdering av beskyttelse mot skjevhet ble gradert som klasse A hvis det var ingen observerbar bias, klasse B hvis skjevhet kan være til stede, eller klasse C hvis skjevhet var bevis (tilstedeværelse av et sammendrag ORS mindre enn 1,15 eller tap av statistisk signifikans etter eksklusive første studien) [32].
Resultater
Emner egenskaper
Etter omfattende søking av 71 artikler, identifiserte vi 10 relevante publikasjoner inkludert 6101 tilfeller og 10521 kontroller fra 13 studier til vurdere sammenhengen mellom MNS16A og kreftrisiko (figur 1): 2 studiene fokuserte på glioblastom [15], [16], 2 studiene fokuserte på glioma [15], [16], 3 studier fokusert på ikke-småcellet lungekreft [ ,,,0],14], [17], [18], 2 studier fokusert på brystkreft [19], [20] og hver var en for meningeom [15], tykktarmskreft [21], nasopharyngeal carcinoma [22] og prostatakreft [23 ] (tabell 1). Alle studiene var case-kontrollstudier, hvorav den mest undersøkte var hjernekreft (6451 individer, 38,81%). Blant disse var 9 studier gjennomført i kaukasiere (10400 fag, 62,57%) og 4 i asiater (6222 individer, 37,43%).
Resultater fra meta-analyse
Som vist i tabell 2, ble alle studiene slått sammen inn i en meta-analyse, og den økte sammenheng mellom MNS16A og kreftrisiko ble funnet for alle genotypiske modeller. Random-effekt modell pooling analyser ga samlede ORS av 1,15 (95% KI = 01.03 til 01.28;
P
for heterogenitet = 0,102,
I
2
= 35,0%) for LS genotype versus LL genotype, og 1,17 (95% KI = 01.05 til 01.31;
P
for heterogenitet = 0,064,
i
2
= 40,5%) for dominerende modellen. I fast-effekt-modell, generelle ORS var 1,32 (95% CI = 1,14 til 1,53;
P
for heterogenitet = 0,337,
I
2
= 10,8%) for SS genotype versus LL genotype, og 1,23 (95% CI = 1,07 til 1,41;
P
for heterogenitet = 0,307,
i
2
= 13,7%) for recessive modell
Deretter vi kategorisert dataene i LMS klassifisering beskrevet av Jin et al. å utforske i dybden effekten av MNS16A S-allelet (den korte allelet) og M allel (midten allelet) med kreftrisiko. Som vist i tabell 2, ble 8 studier klassifisert i løpet av LMS klassifikasjonssystem. Alle genetiske modeller viste at S-allelet presentert en stor kreftrisiko enn M allel og 95% konfigurasjons var i nærheten statistisk signifikant.
Stratifisert analyse
Stratifisert analyse ble utført for to etnisitet grupper for å undersøke hypotesen av asiatiske og kaukasiske genetiske mekanismer i utviklingen av MNS16A. (Tabell 3). Ingen tegn på heterogenitet ble avslørt i kaukasiske befolkningen (
P
for heterogenitet 0,1), og alle genetiske modeller presentert en betydelig økt kreftrisiko, med ORS av 1,16 (95% KI = 01.05 til 01.28), 1,33 (95% CI = 1,15 til 1,54), 1,19 (95% KI = 01.09 til 01.31), og 1,23 (95% CI = 1,07 til 1,42) for LS versus LL genotype, SS kontra LL genotype, dominerende modellen, og recessive modell, henholdsvis. Men alle genetiske modeller presenteres ingen statistiske forskjeller i kreftrisiko blant asiatiske befolkningen (figur 2).
Da vi vurderte kilden til heterogenitet av krefttype (tabell 3). På grunnlag av fem cerebrale studier av kreft, var det ingen heterogenitet for alle genetiske modeller
(P
for heterogenitet 0,1). Pasienter med MNS16A-S-allelet hadde en signifikant statistisk sammenheng med cerebral kreftrisiko: med ORS av 1,42 (95% CI = 1,19 til 1,70), 1,22 (95% CI = 1,09 til 1,37), 1,32 (95% CI = 1,11 til 1,56 ) for SS kontra LL genotype, dominant og recessiv modell (
P
for heterogenitet 0,1). For brystkreft pasienter gjennomført med LS genotype hadde høyere risiko enn SS genotype, som ORS og 95% KI var 1,52 (1,19 til 1,94) og 1,46 (1,16 til 1,84) for LS versus LL genotype og dominerende modellene. Men ingen statistisk signifikant sammenheng ble observert med lungekreftpasienter (figur 3).
Akkumulert meta-analyse
Akkumulert meta-analyser av MNS16A ble gjennomført via et utvalg av studier i kronologisk rekkefølge. Figur 4 viser resultatene fra de kumulative meta-analyser i anleggs effekt-modell. Effekten av MNS16A tendens til å vise en signifikant sammenheng over tid i alle genetiske modeller. Videre er 95% CI’er ble stadig smal med økende data, noe som tyder på at presisjonen i estimatene ble gradvis styrket ved stadig å legge til flere studier.
Følsomhetsanalyse
Siden moderat heterogenitet ble observert under genotypisk modell av LS versus LL og dominerende modeller, gjennomførte vi en sensitivitets meta-analyse for å vurdere effekten av hver studie på de kombinerte ORS og 95% CIS. En tilfeldig-effekt modellen ble ansatt siden heterogenitet ble indikert. Sensitivitetsanalyse indikerte uavhengig studie bidrar mest heterogeniteten ble utført av Zhang et al. Den heterogenitet ble fullstendig redusert med utelukkelse av denne studien: under genotypisk modell av LS versus LL, ORS = 1,15 (95% KI = 01.03 til 01.28,
P
for heterogenitet = 0,102,
I
2
= 35,0%) og ORS = 1,20 (95% KI = 01.10 til 01.31,
P
for heterogenitet = 0,656,
i
2
= 0,00%) før og etter fjerning, respektivt. Utelatelse av studier av Andersson et al. endret sammenslåtte ORS fractionally (tabell 4).
publiseringsskjevheter
Som reflektert av enten visualisering av trakt plott eller Egger og Begg test, var det ingen indikasjon på publikasjonsskjevhet i genotypiske modeller av LS versus LL, SS kontra LL, dominant og recessiv modell (
P
= 0,482,
P
= 0,537,
P
= 0,551 og
P
= 0,745, henholdsvis), som indikerer resultatene var statistisk robust.
Gradering av foreninger
Basert på de tidligere foreslåtte retningslinjer og bruk av Venezia kriteriene, mengden av bevis ble kategorisert som A, siden n
mindre er over 1000 (n
moll = 2558); replikering ble tildelt kategori B, fordi mengden av mellom-studie heterogenitet (
I
2
= 40,5%); og beskyttelse mot skjevhet ble gradert som kategori B, på grunn av tilstedeværelsen av sammendrag ORS mindre enn 1,15, noe som lett kan bli borte selv ved relativt små skjevheter i en meta-analyse av publiserte data. Den samlede vurderingen av tilknytningen mellom MNS16A og kreftrisiko var moderat kumulative bevis (ABB). Etter stratifisering av etnisitet, meta-analyse viste konsekvent en signifikant sammenheng kreftrisiko i kaukasiske befolkningen og ble tildelt en samlet sterk epidemiologisk troverdighet (AAA). Asiatiske befolkningen manglet av statistisk signifikante funn og ble plassert i svak bevis. I tillegg ble sterk epidemiologisk troverdighet (AAA) også observert for sammenheng mellom MNS16A med cerebral kreft og brystkreft (Tabell 5).
Sammenligning med tidligere publiserte meta-analyser
I en meta-analyse som om alle hTERT locus polymorfismer med kreft mottakelighet, Simone et al. forsket som MNS16A S-allelet ble statistisk assosiert med økt risiko for sentralnervesystemet svulster (CNS). Til sammenligning vår meta-analyse lagt til flere publikasjoner for å vurdere sammenslutning av MNS16A med alle tilgjengelige type kreft; analysert data i ulike MNS16A klassifiseringssystem (LS og LMS klassifiseringssystem); stratifiserte etnisitet og krefttyper for videre forskning.
Diskusjoner
En rekke godt designede genom bredt assosiasjonsstudier (GWAS) hadde innblandet varianter på hTERT locus å bli signifikant assosiert med nesten alle ondartede svulster [ ,,,0],33]. MNS16A, en 23 bp (eller 26 bp) tandem repeat sekvens (TCCTCTTAT (katt) CTCCCAGTCTC) i formodede promotor regionen av antisense RNA transkripsjon, ble først rapportert å øke uttrykket av hTERT mRNA i lungekreft vev. I denne studien har vi gjennomført en meta-analyse av 10 tidligere publiserte artikler som omfatter 6101 tilfeller og 10521 kontroller om sammenslutning av MNS16A med kreftrisiko. Selv om alle genetiske modeller av MNS16A viste en moderat forbindelse med kreftrisiko, kan effekten meget vel være drevet av effekten på cerebral kreft. Deretter stratifisert vi krefttyper og fant cerebral kreft og brystkreftpasienter viste sterk kumulative bevis for foreninger, men lungekreft var ikke. Bortsett fra dette, etnisitet ble også stratifisert i dette arbeidet. Kaukasiske befolkningen presentert en betydelig økt forhold til kreftrisiko, mens asiater ikke. Variansen av effekt mellom hvite og asiater kan bidra til det omtrentlige 70% hvite var cerebral kreft, mens tilsvarende fraværet av effekt i asiater kan godt være på grunn av det faktum at bare ikke-hjernekreft ble gjennomført i denne populasjonen. I tillegg var det nesten ingen åpenbart heterogenitet av stratifisert for krefttypen, som antydet differensielle effekter av MNS16A i forskjellige typer kreft. Men funksjonelle betydningen av antisense transkripsjon aktivitet og nøyaktige molekylære mekanismer av MNS16A med ulike krefttyper var fortsatt uklart
I dette arbeidet har vi analysert data i ulike klassifiseringssystemet:. LS og LMS (beskrevet av Hofer et al . [21]) klassifiseringssystem for videre utgraving. Resultatene skjønte at S-allelet hadde høyere forhold enn M allel med MNS16A. Årsaken kan grunnet lengden på MNS16A: M allel inneholder tre 26 bp gjentar; mens S alleler inneholder to 26 bp gjentas. Derfor kunne vi se at 26 bp sekvens kan påvirke som en repressor for arrangøren av anti TERT mRNA [18]. Det er mer fornuftig å analyse MNS16A S-allelet og M allel separat i fremtidig forskning å finne nøyaktig genotype med kreftrisiko.
Gjennom sensitivitetsanalyse, utelatelse av en artikkel av Zhang et al. eliminert heterogenitet av LS versus LL genotype og dominerende modeller (P for heterogenitet 0,1). Årsaken kan skyldes lavere frekvenser av S-allelet i asiater. I tillegg, utelatelser artikkel av Carpentier, ORS var fortsatt present økt risiko, og 95% KI var i nærheten statistisk signifikant (OR = 1,15, 95% CI = 01.03 til 01.28, OR = 1,14, 95% CI = 01.01 til 01.29, før og etter fjerning), som ikke menings endret samlede ORS, samt artikkelen av Andersson.
Noen begrensninger for seriøs vurdering. Først vår Resultatet var basert på ujusterte estimater. Individuelle data var ikke tilgjengelig for en justert anslag av alder og kjønn, noe som potensielt kan føre til falske positive resultater. En annen begrensning var mangler originaldata for å begrense vår videre evaluering av gen-miljø interaksjoner som røyking, alkoholbruk og andre kliniske kjennetegn. Endelig, mangler tilstrekkelige originale studier begrenset vår videre evaluering av tykktarmskreft, brystkreft og nasopharyngeal carcinoma risiko med MNS16A.
Konklusjon
Dette arbeidet bekreftet den viktige rollen MNS16A minisatellites i cerebral og bryst kreft predisposisjon. Andre større studier ble garantert å validere våre funn.
Hjelpemiddel Informasjon
Sjekkliste S1.
doi: 10,1371 /journal.pone.0073367.s001 plakater (DOC)
Takk
Dette arbeidet ble copyedited av Helen Neumann fra Cell Stress Anstand Editorial Office og Cell Stress Society International Dept. of Molecular Cell Biology, University of Connecticut.
