Abstract
bakgrunn
XPG (xeroderma pigmentosum type G) Asp1104His og XPF ( xeroderma pigmentosum typen F) Arg415Gln polymorfismer hadde vært innblandet i kreft mottakelighet. De tidligere publiserte data på sammenhengen mellom XPG Asp1104His og XPF Arg415Gln polymorfismer og kreftrisiko fortsatt kontroversielt.
metodikk /hovedfunnene
For å utlede en mer presis estimering av sammenhengen mellom XPG Asp1104His og XPF Arg415Gln polymorfismer og samlet kreftrisiko, utførte vi en meta-analyse for å undersøke sammenhengen mellom kreft mottakelighet og XPG Asp1104His (32,162 tilfeller og 39,858 kontroller fra 66 studier) og XPF Arg415Gln polymorfismer (17,864 tilfeller og 20,578 kontroller fra 32 studier) i forskjellige arv modeller. Vi brukte odds ratio med 95% konfidensintervall for å vurdere styrken av foreningen. Totalt sett betydelig forhøyet kreftrisiko ble funnet når alle studiene ble samlet inn i meta-analyse av XPG Asp1104His (dominerende modellen: OR = 1,05, 95% CI = 1,00 til 1,10; Asp /Hans vs. Asp /Asp: OR = 1,06, 95% KI = 01.01 til 01.11). I den videre stratifisert og sensitivitetsanalyser, betydelig redusert kreftrisiko lunge ble funnet for XPF Arg415Gln (dominerende modellen: OR = 0,82, 95% CI = 0,71 til 0,96; Arg /Gin versus Arg /Arg: OR = 0,83, 95% KI = 0,71 til 0,97; additiv modell: OR = 0,83, 95% CI = 0,72 til 0,95) og betydelig økte andre kreftrisiko ble funnet blant sykehusbaserte studier for XPG Asp1104His (dominerende modellen: OR = 1,23, 95% CI = 1,02 til 1,49 ).
Konklusjoner /Betydningen
i sammendrag, tyder dette meta-analyse som XPF Arg415Gln polymorfisme kan være forbundet med redusert risiko for kreft lunge og XPG Asp1104His kan være en lav-penetrant risikofaktor i noen kreft utvikling. Og større skala primærstudier er nødvendig for å ytterligere evaluere samspillet mellom XPG Asp1104His og XPF Arg415Gln polymorfismer og kreftrisiko i bestemte populasjoner
Citation. Han XF, Liu LR, Wei W, Liu Y, Su J, Wang SL, et al. (2014) Association mellom XPG Asp1104His og XPF Arg415Gln Polymorfisme og risikoen for kreft: en meta-analyse. PLoS ONE 9 (5): e88490. doi: 10,1371 /journal.pone.0088490
Redaktør: Reiner Albert Veitia, Institut Jacques Monod, Frankrike
mottatt: 25 september 2013; Godkjent: 08.01.2014; Publisert: 06.05.2014
Copyright: © 2014 Han 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 finansiering eller støtte til rapporten
konkurrerende interesser:. forfatterne har erklært at ingen konkurrerende interesser eksisterer
Innledning
DNA-reparasjonssystemer spiller avgjørende roller i å beskytte cellene mot. mutasjoner og er avgjørende for å opprettholde integriteten genomet. Visse felles genetisk polymorfisme i løpet av de som er involvert i DNA-skade responser gener kan bidra til utvikling av kreft og være forbundet med en økt risiko for sykdommen. Fordi redusert DNA reparasjonskapasitet kan føre til genetisk ustabilitet og kreftutvikling, har gener involvert i DNA reparasjon er foreslått som kandidat kreft mottakelighet gener [1]. Nukleotid excision reparasjon (NER) er en avgjørende DNA-reparasjon mekanisme som motvirker konsekvensene av mutagene eksponering av celler [2]
NER sti består av . 30 proteiner involvert i DNA-skade anerkjennelse, snitt, DNA ligering og resynthesis. Syv XP (xeroderma pigmentosum) komplemente grupper har blitt identifisert, fra XPA til XPG, som representerer funksjonsfeil proteiner i NER mekanismen [3]. Den XPG (xeroderma pigmentosum type G), en viktig komponent i NER vei, koder for en struktur spesifikk endonuklease kata 3 «innsnitt og omfatter den etterfølgende 5» innsnitt ved ERCC1-XPF heterodimer [4], [5]. Det har blitt observert at det er en sammenheng mellom SNP i exon 15 (G3507C, Asp1104His) og kreft mottakelighet. ERCC4 /XPF (Arg-til-Gln substitusjon i kodon 415 av exon 8, rs1800067) danner et tett kompleks med ERCC1 til innsnittet 5 «til skadestedet gjenkjent og repareres av NER [6]. Den XPF genet koder for et protein som sammen med ERCC1, skaper 5 «endonuklease [7].
Til dags dato, en rekke molekylære epidemiologiske studier har blitt gjort for å vurdere sammenhengen mellom XPG Asp1104His og XPF Arg415Gln polymorfismer og ulike typer av kreftrisiko i ulike populasjoner [8] – [83]. Imidlertid var resultatene inkonsekvent eller til og med motstridende, delvis på grunn av den mulige små effekten av polymorfisme på kreftrisikoen, og den forholdsvis lille prøvestørrelsen i hvert av publiserte studier. I tillegg har to nyere metaanalyser studert sammenhengen mellom XPG Asp1104His og XPF Arg415Gln og risiko for kreft. Imidlertid ble mange publiserte studier som ikke inngår i de to siste meta-analyser [84], [85]. Derfor utførte vi en omfattende meta-analyse ved å inkludere de nyeste og mest relevante artikler for å identifisere statistiske bevis på sammenhengen mellom XPG Asp1104His og XPF Arg415Gln polymorfismer og risikoen for alle krefttilfeller som er undersøkt. Meta-analyse er et enestående verktøy for å oppsummere de ulike studiene. Det kan ikke bare overvinne problemet med liten størrelse og utilstrekkelig statistisk styrke av genetiske studier av komplekse egenskaper, men også kan gi mer pålitelige resultater enn en enkelt case-control studie.
Materialer og metoder
Identifisering og valgbarhet av relevante studier
En omfattende litteratursøk ble utført ved hjelp av PubMed og Medline database for relevante artikler som er publisert (det siste søket oppdatert 05.09.2013) med følgende stikkord «XPG», » ERCC5 «,» XPF «,» ERCC4 «,» polymorfisme «,» Variant «eller» Mutation «og» kreft «eller» Carcinoma. «i tillegg ble studier identifisert ved et manuelt søk i referanselistene omtaler og hentes studier. Vi inkluderte alle kasus-kontrollstudier og kohortstudier som undersøkte sammenhengen mellom XPG Asp1104His og XPF Arg415Gln polymorfismer og kreftrisiko med genotype data. Alle kvalifiserte studier ble hentet frem, og deres bibliografier ble sjekket for andre relevante publikasjoner. Når den samme prøven ble brukt i flere publikasjoner, var bare den mest komplette studien vurderes for videre analyse.
Inklusjonskriterier
De inkluderte studiene for å ha oppfylt følgende kriterier :: (1) bare de case-kontrollstudier eller kohortstudier ble vurdert, (2) evaluert XPG Asp1104His og XPF Arg415Gln polymorfismer og risiko for kreft, og (3) genotypen fordeling av polymorfismer i saker og kontroller ble beskrevet i detaljer og resultatene ble uttrykt som odds ratio (OR) og tilsvarende 95% konfidensintervall (95% KI). Viktigste årsakene til utelukkelse av studiene var som følger:. (1) ikke for kreftforskning, (2) eneste tilfellet befolkning, og (3) duplikat av forrige publisering
Data utvinning
Informasjon var nøye hentet fra alle kvalifiserte studier uavhengig av to etterforskere i henhold til inklusjonskriteriene nevnt ovenfor. Følgende data ble samlet inn fra hver studie: første forfatternavn, utgivelsesår, opprinnelsesland, etnisitet, kilden til kontroller, utvalgsstørrelse og antall tilfeller og kontroller i XPG Asp1104His og XPF Arg415Gln genotyper når det er mulig. Etnisitet ble kategorisert som «kaukasisk», «African» (inkludert afroamerikanere) og «asiatisk». To studier ble utført med Hispanic etniske grupper. Når man studien ikke oppgi hvilke etniske grupper ble inkludert, eller om det var umulig å skille deltakerne etter fenotype, ble prøven betegnet som «blandet befolkning.» Samtidig ble studier som undersøker mer enn én type kreft regnes som individuelle data bare satt i subgruppeanalyser av krefttype. Vi gjorde ikke definere noen minimum antall pasienter som skal inkluderes i denne meta-analysen. I tilfelle artikler rapportert ulike etniske grupper og ulike land eller steder, vi vurderte dem ulike studie prøvene for hver kategori sitert ovenfor.
statistisk analyse
Crude odds ratio (ORS) sammen med de tilsvarende 95% CI’er ble brukt for å vurdere styrken på sammenhengen mellom de XPG Asp1104His og XPF Arg415Gln polymorfismer og risiko for kreft. De sammenslåtte Ors ble utført for co-dominerende modellen (XPG Asp1104His: Hans /Hans versus Asp /Asp og Asp /Hans versus Asp /Asp, XPF Arg415Gln: Gin /Gin versus Arg /Arg og Arg /Gin versus Arg /Arg); dominerende modellen (XPG Asp1104His: Asp /His + Hans /Hans versus Asp /Asp, XPF Arg415Gln: Arg /GLN + Gin /Gin versus Arg /Arg); recessiv modell (XPG Asp1104His: Hans /Hans versus Asp /His + Asp /Asp, XPF Arg415Gln: Gin /Gin versus Arg /GLN + Arg /Arg); og additiv modell (XPG Asp1104His: His versus Asp, XPF Arg415Gln: Gln versus Arg), respektivt. Mellom-studie heterogenitet ble vurdert ved å beregne
Q
-statistic (Heterogenitet ble vurdert som statistisk signifikant hvis
P
0,10) [86] og kvantifisert ved hjelp av
I
2
verdi, en verdi som beskriver andelen av variasjonen på tvers av studier som skyldes heterogenitet snarere enn en tilfeldighet, der
i
2
= 0% indikerer ingen observert heterogenitet, med 25% anses som lav , 50% som moderat, og 75% så høy [87]. Hvis resultatene ikke var heterogene, ble de samlede ORS beregnet av fast effekt modell (vi brukte
Q
-statistic, som representerer størrelsen av heterogenitet mellom-studier) [88]. Ellers ble et tilfeldig effekt modellen (når heterogenitet mellom-studiene var signifikant) [89]. I tillegg til sammenligningen hos alle pasienter, utførte vi også stratifisering analyser av krefttype (hvis en krefttype inneholdt mindre enn tre individuelle studier, ble det kombinert i den «andre cancere» gruppe), Videre, hvorvidt den kombinerte risiko estimat kan bli påvirket av individuelle studier ble vurdert ved fortløpende å utelate hver studie fra meta-analyse (la-one-out sensitivitetsanalyse). Denne tilnærmingen vil også fange opp effekten av de eldste eller første positiv undersøkelse (første studien effekt). I tillegg har vi også rangert studier i henhold til utvalgsstørrelsen, og deretter gjentok denne meta-analysen. Utvalgsstørrelsen ble klassifisert i henhold til minimum 200 deltakere og de med færre enn 200 deltakere. Cité kriteriene ble tidligere beskrevet [90]. Sist, sensitivitetsanalyse ble også utført, med unntak av studier som allel frekvenser i kontrollene viste signifikant avvik fra Hardy-Weinberg likevekt (HWE), gitt at avviket kan betegne skjevhet. HWE ble beregnet ved hjelp av godhet-of-fit test, og avvik ble vurdert når
P
0,05. Begg er trakt tomter [91] og Egger lineære regresjon test [92] ble brukt for å vurdere publikasjonsskjevhet. Hvis publikasjonsskjevhet eksisterte, ble Duval og Tweedie nonparametric «trim og fylle» metoden brukes til å justere for det [93]. En meta-regresjonsanalyse ble utført for å identifisere de viktigste kildene til mellom-studier variasjon i resultatene, ved hjelp av loggen av ORS fra hver studie som avhengige variabler, og krefttype, etnisitet, utvalgsstørrelse, HWE, og kilde til kontroller som mulige kilder til heterogenitet. Alle beregningene ble utført ved hjelp av Stata versjon 10.0 (STATA Corporation, College Station, TX).
Resultater
Kvalifiserte studier og meta-analyse databaser
Fig. 1 illustrerer grafisk rettssaken flytskjema. En totalt 236 artikler om XPG Asp1104His og XPF Arg415Gln polymorfismer med hensyn til kreft ble identifisert. Etter screening titler og abstracts ble 160 artikler ekskludert fordi de var artikler, case rapporter, andre polymorfismer av CYP1A1, eller irrelevant til den aktuelle studien. I tillegg til disse publiserte artikler, 4 publikasjoner [76] – ble [79] ekskludert på grunn av sine befolkninger overlappet med et annet tre inkluderte studier [40], [44], [68]. Fem publikasjoner [17], [20], [40], [41], [57], inkludert forskjellige case-control grupper bør betraktes som to separate studier hver. Som oppsummert i tabell 1, ble 72 publikasjoner med 98 kasus-kontrollstudier velges mellom meta-analyse, inkludert 32,162 tilfeller og 39,858 kontroller for XPG Asp1104His (66 studier fra 62 publikasjoner) og 17,864 tilfeller og 20,578 kontroller for XPF Arg415Gln (32 studier fra 29 publikasjoner). Blant disse studiene, for XPG Asp1104His, det var 7 blære kreft studier, 11 brystkreftstudier, 7 kolorektal kreft studier, 5 hode- og nakkekreftstudier, 7 lungekreftstudier, 4 non-Hodgkin lymfom studier, 3 glioma studier, 8 melanom studier, og 14 studier med de «andre kreftformer». Det var 10 brystkreftstudier, 3 lungekreftstudier, 4 hode- og nakkekreftstudier, fire tykktarmskreft, 3 glioma studier, og 8 studier med de «andre kreftformer» for XPF Arg415Gln. Alle sakene ble patologisk bekreftet.
XPG Asp1104His
Evalueringene av foreningen av XPG Asp1104His polymorfisme med kreftrisiko er vist i tabell 2. Totalt betydelig økt risikoen for kreft ble observert i dominerende modellen (OR = 1,05, 95% konfidensintervall [CI] = 1,00 til 1,10,
P
verdien av heterogenitet test [
P
h
] = 0.001,
jeg
2 = 40,4) og i Asp /Hans versus Asp /Asp (OR = 1,06, 95% CI = 01.01 til 01.11,
P
h 0.001,
jeg
2 = 43,3) når alle kvalifiserte studiene ble samlet inn i meta-analysen. Deretter utførte vi subgruppeanalyse krefttype. Ingen signifikant sammenheng ble funnet i en hvilken som helst type kreft, for eksempel brystkreft (dominerende modellen: OR = 1,01, 95% CI = 0,94 til 1,09,
P
h = 0,128,
I
2 = 33,8, recessive modell: OR = 0,95, 95% CI = 0,83 til 1,09,
P
h = 0,173,
jeg
2 = 28,6 tilsetnings modell: OR = 1,00, 95% CI = 0,93 til 1,09,
P
h = 0,098,
jeg
2 = 37,8; Hans /Hans versus Asp /Asp: OR = 0,99, 95% CI = 0,86 til 1,14,
P
h = 0,185,
jeg
2 = 27,2; Asp /Hans versus Asp /Asp: OR = 1,02, 95% CI = 0,94 til 1,10,
P
h = 0,136,
jeg
2 = 32,8), lungekreft (dominerende modellen: OR = 1,13 , 95% CI = 0,98 til 1,31,
P
h = 0,045,
jeg
2 = 53,4, recessive modell: OR = 1,04, 95% KI = 0.93- 1.17,
P
h = 0,212,
jeg
2 = 28,4; additiv modell: OR = 1,08, 95% CI = 0,98 til 1,19,
P
h = 0,073,
jeg
2 = 48,0; Hans /Hans versus Asp /Asp: OR = 1,15, 95% CI = 0,94 til 1,42,
P
h = 0,071,
jeg
2 = 48,3; Asp /Hans versus Asp /Asp: OR = 1,13, 95% CI = 0,98 til 1,31,
P
h = 0,077,
jeg
2 = 47,3), og så videre.
Vi videre undersøkt sammenhengen av XPG Asp1104His polymorfisme og kreftrisiko i henhold til krefttype og etnisitet (tabell 3). For prøver av kaukasiere ble signifikant sammenheng bare bli funnet i hode- og halskreft (Hans /Hans vs. Asp /His + Asp /Asp: OR = 0,71, 95% CI = 0,51 til 0,97,
P
h = 0,271,
jeg
2 = 23,5%), men ikke blærekreft (dominerende modellen: OR = 0,99, 95% CI = 0,88 til 1,12,
P
h = 0,673,
jeg
2 = 0,0, recessive modell: OR = 0,84, 95% CI = 0,50 til 1,41,
P
h = 0,078,
jeg
2 = 56,0; additiv modell: OR = 0,98, 95% CI = 0,89 til 1,08,
P
h = 0,433,
jeg
2 = 0,0, Hans /Hans versus Asp /Asp: OR = 0,85, 95% CI = 0,51 til 1,42,
P
h = 0,090,
jeg
2 = 53.8; Asp /Hans versus Asp /Asp: OR = 1,01, 95% CI = 0,89 til 1,15,
P
h = 0,688,
jeg
2 = 0,0 ), brystkreft (dominerende modellen: OR = 1,07, 95% CI = 0,92 til 1,24,
P
h = 0,065,
jeg
2 = 51,8, recessive modell : OR = 1,07, 95% CI = 0,86 til 1,32,
P
h = 0,221,
jeg
2 = 28,6; additiv modell: OR = 1,03, 95% CI = 0,95 til 1,12,
P
h = 0,113,
jeg
2 = 43,8; Hans /Hans versus Asp /Asp: OR = 1,08, 95% CI = 0,87 til 1,34,
P
h = 0,215,
Jeg
2 = 29,3; Asp /Hans versus Asp /Asp: OR = 1,07, 95% CI = 0,91 til 1,26,
P
h = 0,048,
Jeg
2 = 55,2), og så videre. For prøver av asiater, ble signifikant sammenheng funnet i lungekreft (dominerende modellen: OR = 1,27, 95% CI = 1,06 til 1,51,
P
h = 0,133,
Jeg
2 = 50,5%, Hans /Hans versus Asp /Asp: OR = 1,28, 95% CI = 1,02 til 1,60,
P
h = 0,516,
jeg
2 = 0,0%, additiv modell: OR = 1,13, 95% CI = 01.02 til 01.26,
P
h = 0,130,
jeg
2 = 50,9%) .
Vi har også undersøkt sammenhengen av XPG Asp1104His polymorfisme og kreftrisiko i henhold til krefttype og kilde av kontroller (tabell 4). For de populasjonsbaserte studier, ble ingen signifikant sammenheng finnes mellom XPG Asp1104His polymorfisme og kreftrisiko i henhold til krefttype og kilde til kontroller. For de sykehusbaserte studier ble signifikant sammenheng observert blant brystkreft (recessiv modell: OR = 0,71, 95% CI = 0,55 til 0,92,
P
h = 0,262,
I
2 = 24,9%, Hans /Hans versus Asp /Asp: OR = 0,74, 95% CI = 0,55 til 0,98,
P
h = 0,213,
I
2 = 33,3%), tykktarmskreft (dominerende modellen: OR = 1,33, 95% CI = 1,15 til 1,55,
P
h = 0,188,
jeg
2 = 0,0%, additiv modell: OR = 1,13, 95% CI = 01.02 til 01.25,
P
h = 0,971,
jeg
2 = 0,0%) og andre kreft (Hans /Hans versus Asp /Asp: OR = 1,22, 95% CI = 1,01 til 1,47,
P
h = 0,322,
jeg
2 = 13,5%), men ikke lungekreft (dominerende modellen: OR = 1,22, 95% CI = 0,91 til 1,63,
P
h = 0,030,
I
2 = 66,4, recessiv modell: OR = 1,15, 95% CI = 0,96 til 1,37,
P
h = 0,105,
jeg
2 = 51,1; additiv modell: OR = 1,13, 95% CI = 0,95 til 1,35,
P
h = 0,057,
jeg
2 = 60,1; Hans /Hans versus Asp /Asp: OR = 1,32, 95% CI = 0,95 til 1,85,
P
h = 0,095,
jeg
2 = 53,5; Asp /Hans versus Asp /Asp: OR = 1,21, 95% CI = 0,89 til 1,63,
P
h = 0,035,
Jeg
2 = 65,2) og leder og halskreft (dominerende modellen: OR = 1,04, 95% CI = 0,89 til 1,22,
P
h = 0,548,
jeg
2 = 0,0, recessive modell: OR = 0,88, 95% CI = 0,66 til 1,16,
P
h = 0,135,
jeg
2 = 50,1; additiv modell: OR = 1,00, 95% KI = 0,88 til 1,13,
P
h = 0,441,
jeg
2 = 0,0, Hans /Hans versus Asp /Asp: OR = 0,90, 95% CI = 0,66 -1,22,
P
h = 0,115,
jeg
2 = 53.2; Asp /Hans versus Asp /Asp: OR = 1,08, 95% CI = 0,91 til 1,27
P
h = 0,591,
jeg
2 = 0,0), og så videre.
Det var signifikant heterogenitet blant disse studiene for dominerende modellen sammenligning (
P
h = 0,001), recessiv modell sammenligning (
P
h = 0,073), additiv modell sammenligning (
P
h = 0,008), homozygot modell sammenligning (
P
h = 0,012), og heterozygote modell sammenligning (
P
h 0,001). Deretter vurderte vi kilden til heterogenitet av etnisitet, krefttype, kilde til kontroller, HWE og utvalgsstørrelse. Resultatene indikerte at utvalgsstørrelsen (recessiv modell:
P
= 0,038), men ikke kreft type (dominerende modellen:
P
= 0,782; recessive modell:
P
= 0,208 ; Hans /Hans versus Asp /Asp:
P
= 0,336; Asp /Hans versus Asp /Asp:
P
= 0,825; additiv modell:
P
= 0,556) , etnisitet (dominerende modellen:
P
= 0,298; recessive modell:
P
= 0,119, Hans /Hans versus Asp /Asp:
P
= 0,066; Asp /Hans versus Asp /Asp:
P
= 0,449; additiv modell:
P
= 0,241), kilde av kontroller (dominerende modellen:
P
= 0,433; recessive modell:
P
= 0,821, Hans /Hans versus Asp /Asp:
P
= 0,634; Asp /Hans versus Asp /Asp:
P
= 0,358; additiv modell:
P
= 0,429), og HWE (dominerende modellen:
P
= 0,126; recessive modell:
P
= 0,660, Hans /Hans versus Asp /Asp:
P
= 0,272; Asp /Hans versus Asp /Asp:
P
= 0,123; additiv modell:
P
= 0,217) bidratt til betydelig heterogenitet mellom meta-analyse. Undersøkelse genotypefrekvensene i kontrollene, ble signifikante avvik fra HWE påvist i de åtte studiene [10], [26], [43], [44], [45], [53], [80], [81]. Når disse studiene ble ekskludert, ble resultatene endret blant generelle kreft (dominerende modellen: OR = 1,03, 95% CI = 0,99 til 1,08), asiater av lungekreft (dominerende modellen: OR = 1,15, 95% CI = 0,95 til 1,41; hans /hans versus Asp /Asp: OR = 1,20, 95% CI = 0,92 til 1,55; additiv modell: OR = 1,10, 95% CI = 0,96 til 1,25), og sykehusbaserte studier av andre kreft (recessive modell: OR = 1,23, 95% CI = 1,02 til 1,49, His /His Asp versus /Asp: OR = 1,20, 95% CI = 0,97 til 1,48), som vist i tabell 5. i tillegg, når den meta-analyse ble utført med unntak av studier med små prøvestørrelser, har resultatene ikke endrer blant generelle cancer studier og en hvilken som helst undergruppe analyse, som vist i tabell 6. Last, ble en enkelt studie som er involvert i den meta-analyse slettes hver gang for å reflektere påvirkning av de enkelte datasettet til den samlede Ors, resultatene ble endret blant kaukasiere av hode- og halskreft (recessiv modell: OR = 0,75, 95% CI = 0,53 til 1,06), sykehusbaserte studier av brystkreft (recessiv modell: OR = 1,22, 95% CI = 0,98 -1,52; Gin /Gin versus Arg /Arg: OR = 0,79, 95% CI = 0,51 til 1,24), sykehusbaserte studier av tykk- og endetarmskreft (dominerende modellen: OR = 1,15, 95% CI = 0,92 til 1,45; additiv modell: OR = 1,12 , 95% CI = 0,92 til 1,35).
Både Begg trakten tomten og Egger test ble utført for å vurdere publikasjonsskjevhet av litteratur. Den Egger testresultater (dominerende modellen:
P
= 0,245; recessive modell:
P
= 0,482; additiv modell:
P
= 0,581; homozygot modell:
P
= 0,443; heterozygote modell.
P
= 0.148) og Begg trakten plott (figur 2) foreslo ingen bevis for publikasjonsskjevhet i meta-analysen
. XPF Arg415Gln
evalueringene av foreningen av XPF Arg415Gln polymorfisme med kreftrisiko er vist i tabell 2. det ble ikke observert noen signifikant sammenheng mellom XPF Arg415Gln polymorfisme og kreftrisiko når alle kvalifiserte studiene ble samlet inn i meta-analyse (dominerende modellen: OR = 1,04, 95% CI = 0,93 til 1,15,
P
h 0,001,
jeg
2 = 62,6; recessive modell: OR = 1,11 , 95% CI = 0,81 til 1,52,
P
h = 0,068,
jeg
2 = 30,5; additiv modell: OR = 1,05, 95% KI = 0.94- 1.16,
P
h 0,001,
jeg
2 = 66,7; Gin /Gin versus Arg /Arg: OR = 1,10, 95% CI = 0,79 til 1,54,
P
h = 0,035,
jeg
2 = 35,7; Arg /Gin versus Arg /Arg: OR = 1,02, 95% CI = 0,91 til 1,14,
P
h 0,001,
jeg
2 = 62,5). Deretter utførte vi subgruppeanalyse krefttype. Signifikant sammenheng ble funnet mellom lungekreft (dominerende modellen: OR = 0,82, 95% CI = 0,71 til 0,96,
P
h = 0,104,
Jeg
2 = 55,7 %, Arg /Gin versus Arg /Arg: OR = 0,83, 95% CI = 0,71 til 0,97,
P
h = 0,132,
jeg
2 = 50,7% tilsetnings modell: OR = 0,83, 95% CI = 0,72 til 0,95,
P
h = 0,091,
jeg
2 = 58,4%), men ikke brystkreft ( dominerende modellen: OR = 1,03, 95% CI = 0,92 til 1,15,
P
h = 0,167,
jeg
2 = 30,2; recessive modell: OR = 1,22, 95% CI = 0,82 til 1,83,
P
h = 0,017,
jeg
2 = 58,9; additiv modell: OR = 1,01, 95% CI = 0,83 til 1,22
P
h = 0,034,
jeg
2 = 52,0; Gin /Gin versus Arg /Arg: OR = 1,18, 95% CI = 0,76 til 1,83,
P
h = 0,007,
jeg
2 = 63,8; Arg /Gin versus Arg /Arg: OR = 0,99, 95% CI = 0,87 til 1,12,
P
h = 0,277,
jeg
2 = 18,6), hode og nakke kreft (dominerende modellen: OR = 1,04, 95% CI = 0,88 til 1,23,
P
h = 0,359,
jeg
2 = 6,9; recessive modell: OR = 1,47, 95% CI = 0,72 til 2,98,
P
h = 0,364,
jeg
2 = 5,8; additiv modell: OR = 1,05, 95% CI = 0,90 til 1,23,
P
h = 0,302,
Jeg
2 = 17,7; Gin /Gin versus Arg /Arg: OR = 1,48, 95% CI = 0,73 til 3,00,
P
h = 0,370,
Jeg
2 = 4,5; Arg /Gin versus Arg /Arg: OR = 1,02, 95% CI = 0,86 til 1,21,
P
h = 0,323,
Jeg
2 = 13,9), og så videre.
Vi videre undersøkt sammenhengen av XPF Arg415Gln polymorfisme og kreftrisiko i henhold til krefttype og etnisitet (tabell 3). For prøver av kaukasiere, ble ingen signifikant sammenheng funnet blant brystkreft (dominerende modellen: OR = 1,10, 95% CI = 0,96 til 1,25,
P
h = 0,396,
I
2 = 3,9; recessive modell: OR = 2,17, 95% CI = 0,68 til 6,88,
P
h = 0,022,
jeg
2 = 61,9 tilsetnings modell: OR = 1,10, 95% CI = 0,89 til 1,35,
P
h = 0,094,
jeg
2 = 46,8; Gin /Gin versus Arg /Arg: OR = 2,07, 95% CI = 0,56 til 7,62,
P
h = 0,008,
jeg
2 = 68,2; Arg /Gin versus Arg /Arg: OR = 1,05, 95% CI = 0,89 til 1,23,
P
h = 0,522,
jeg
2 = 0,0), hode og nakke kreft (dominerende modellen: OR = 1,04, 95% CI = 0,88 til 1,23,
P
h = 0,359,
jeg
2 = 6,9; recessive modell: OR = 1,47, 95% KI = 0,72 til 2,98,
P
h = 0,364,
jeg
2 = 5,8; additiv modell: OR = 1,05, 95% CI = 0,90 til 1,23,
P
h = 0,302,
jeg
2 = 17,7; Gin /Gin versus Arg /Arg: OR = 1,48, 95% CI = 0,73 til 3,00,
P
h = 0,370,
jeg
2 = 4,5; Arg /Gin versus Arg /Arg: OR = 1,02, 95% CI = 0,86 til 1,21,
P
h = 0,323,
jeg
2 = 13,9), og så videre.
Vi har også undersøkt sammenhengen av XPF Arg415Gln polymorfisme og kreftrisiko i henhold til krefttypen og kilde av kontroller (tabell 4). For de populasjonsbaserte studier, ble ingen signifikant sammenheng funnet blant brystkreft (dominerende modellen: OR = 1,02, 95% CI = 0,90 til 1,16,
P
h = 0,158,
I
2 = 37,3; recessive modell: OR = 1,05, 95% CI = 0,29 til 3,77,
P
h = 0,098,
I
2 = 49,0; additiv modell: OR = 0,96, 95% CI = 0,77 til 1,20,
P
h = 0,069,
jeg
2 = 54,0; Gin /Gin versus Arg /Arg: OR = 1,05, 95% CI = 0,29 til 3,81,
P
h = 0,093,
jeg
2 = 49,7; Arg /Gin versus Arg /Arg : OR = 1,00, 95% CI = 0,87 til 1,15,
P
h = 0,133,
jeg
2 = 43,2) og andre kreft (dominerende modellen: OR = 1,03, 95% CI = 0,91 til 1,17,
P
h = 0,477,
jeg
2 = 0,0; recessive modell: OR = 1,48, 95% CI = 0,84 -2,60,
P
h = 0,354,
jeg
2 = 7,9; additiv modell: OR = 1,05, 95% CI = 0,93 til 1,17,
P
h = 0,731,
jeg
2 = 0,0; Gin /Gin versus Arg /Arg: OR = 1,48, 95% CI = 0,84 til 2,60,
P
h = 0,386,
jeg
2 = 1,2; Arg /Gin versus Arg /Arg: OR = 1,02, 95% CI = 0,90 til 1,15,
P
h = 0,286,
jeg
2 = 20,2). For de sykehusbaserte studier, ble ingen signifikant sammenheng også observert blant brystkreft (dominerende modellen: OR = 1,04, 95% CI = 0,78 til 1,39,
P
h = 0,178,
I
2 = 38,9; recessive modell: OR = 3,66, 95% CI = 0,38 til 34,9,
P
h = 0,009,
jeg
2 = 78,7; additiv modell: OR = 1,13, 95% CI = 0,73 til 1,73,
P
h = 0,054,
jeg
2 = 60,7; Gin /Gin versus Arg /Arg: OR = 3,39, 95% CI = 0,26 til 43,9,
P
h = 0,003,
jeg
2 = 82,8; Arg /Gin versus Arg /Arg: OR = 0,92, 95% CI = 0,68 til 1,25,
P
h = 0,463,
jeg
2 = 0,0) og andre kreft (dominerende modellen: OR = 0,79, 95% CI = 0,59 til 1,07,
P
h = 0,035,
jeg
2 = 70,1; recessive modell: OR = 0,70, 95% KI = 0,39 til 1,25,
P
h = 0,341,
jeg
2 = 6,9; additiv modell: OR = 0,80, 95% CI = 0,61 til 1,05,
P
h = 0,045,
jeg
2 = 67,7; Gin /Gin versus Arg /Arg: OR = 0,69, 95% CI = 0,38 til 1,24,
P
h = 0,347,
jeg
2 = 5,6; Arg /Gin versus Arg /Arg. OR = 0,81, 95% CI = 0,59 til 1,10,
P
h = 0,033,
Jeg
2 = 70,8)
Det var signifikant heterogenitet blant disse studiene for dominerende modellen sammenligning (
P
h 0,001), recessiv modell sammenligning (
P
h = 0,068) , additiv modell sammenligning (
P
h 0,001), homozygot modell sammenligning (
P
h = 0,035), og heterozygote modell sammenligning (
P
h 0,001). Deretter vurderte vi kilden til heterogenitet av etnisitet, krefttype, kilde til kontroller, HWE og utvalgsstørrelse. Meta-regresjonsanalyse indikerte at HWE (Arg /Gin versus Arg /Arg:
P
0,001; additiv modell:
P
= 0,001; dominerende modellen:
P
0,001) og etnisitet (Gin /Gin versus Arg /Arg:
P
= 0,001; recessive modell:
P
= 0,001), men ikke kreft type (dominerende modellen:
P
= 0,446; recessive modell:
P
= 0,344; Gin /Gin versus Arg /Arg:
P
= 0,314; Arg /Gin versus Arg /Arg:
P
= 0,694; additiv modell:
P
= 0,456), kilde av kontroller (dominerende modellen:
P
= 0,710; recessive modell:
P
= 0,218; Gin /Gin versus Arg /Arg:
P
= 0,221; Arg /Gin versus Arg /Arg:
P
= 0,558; additiv modell:
P
= 0,962), og utvalgsstørrelse (dominerende modellen:
P
= 0,125; recessive modell:
P
= 0,255; Gin /Gin versus Arg /Arg:
P
= 0,076; Arg /Gin versus Arg /Arg:
P
= 0,252; additiv modell:
P
= 0,153) bidratt til betydelig heterogenitet mellom meta-analyse. Undersøke genotypefrekvensene i kontrollene, ble betydelig avvik fra HWE påvist i de to studiene [81], [82]. Når disse to studiene ble utelatt, var resultatene ikke endret mellom samlet kreft og en hvilken som helst undergruppe analyse, som vist i tabell 5. I tillegg, når den ble utført meta-analyse med unntak av studier med små prøvestørrelser, er resultatene ikke så også endre blandt He et al. Hung et al. Zhu et al. Shi et al. Avvik fra HWE kan gjenspeile metodiske problemer som genotyping feil, befolkning lagdeling eller utvalgsskjevhet. Imidlertid er det nødvendig å gjennomføre store prøve studier med standardiserte objektive genotyping metoder, homogene kreftpasienter og godt matchet kontroller.
