Abstract

Compreender o impacto de múltiplas variantes genéticas e suas interações sobre a penetrância doença da próstata múltipla familial câncer é muito relevante para a compreensão global da carcinogênese. Foi avaliado o efeito conjunto de dois loci em rs4242382 em 8q24 e rs10486567 em 7p15.2 para esse fim. Foram analisados ​​os dados de um estudo genético de base familiar finlandês, que foi composta de 947 homens, incluindo 228 casos em 75 famílias, para avaliar os respectivos efeitos dos dois loci no penetrância doença; Em particular, a ocorrência e número de casos de cancro da próstata dentro de uma família foram utilizadas para avaliar as interacções entre os dois loci sob o aditivo e os modelos de regressão de Poisson multiplicativa. O alelos de risco A em rs4242382 (OR = 1,14, 95% CI 1,08-1,19, P 0,0001) e um alelo de risco A a rs10486567 (OR = 1,06, IC 96% 1,01-1,11, P = 0,0208) foram encontrados para ser associado com um risco aumentado de prca familiar, especialmente com quatro ou mais casos dentro de uma família. Um modelo multiplicativo montado o efeito conjunto melhor do que um modelo aditivo (teste da razão de verossimilhança X

2 = 13,89, P 0,0001). A influência do alelo de risco A a rs10486567 foi mais elevada na presença do alelo de risco Uma em rs4242382 (OR = 1,09 (1,01-1,18) versus 1,01 (0,95-1,07)). Descobertas similares foram observadas em AEP não agressiva, mas não na PRCA agressivo. Nós demonstramos que dois loci (rs4242382 e rs10486567) são altamente associado com familial múltipla AEP, ea interação gene-gene ou epistasis estatística foi consistente com o modelo multiplicativo de Fisher. associação e epistasis dessas loci foram observados para não-agressivo, mas não para tumores agressivos. O modelo estatístico proposto pode ser desenvolvido para acomodar interações multi-loci para facilitar uma melhor compreensão epistasis

Citation:. Chen LS, Fann JC-Y, Chiu SY-H, Yen AM-F, Wahlfors T, Tammela TL, et ai. (2014) Avaliar Interações de dois loci (rs4242382 e rs10486567) em Familial do cancro da próstata: Avaliação estatística das Epistasia. PLoS ONE 9 (2): e89508. doi: 10.1371 /journal.pone.0089508

editor: Surinder K. Batra, University of Nebraska Medical Center, Estados Unidos da América

Recebido: 12 Agosto, 2013; Aceito: 21 de janeiro de 2014; Publicação: 25 de fevereiro de 2014

Direitos de autor: © 2014 Chen et al. Este é um artigo de acesso aberto distribuído sob os termos da Licença Creative Commons Attribution, que permite uso irrestrito, distribuição e reprodução em qualquer meio, desde que o autor original ea fonte sejam creditados

Financiamento:. Este trabalho foi apoiado pelo Juselius Fundação Sigrid, a Academia da Finlândia (251074), o Organizações Cancer finlandês, eo financiamento da investigação competitiva da Pirkanmaa Hospital District (9N069) concede a JS Os financiadores não tiveram nenhum papel no desenho do estudo, coleta de dados e análise, decisão de publicar ou preparação do manuscrito

CONFLITO DE INTERESSES:.. Os autores declaram que não há interesses concorrentes existem

Introdução

a predisposição genética e agregação familiar de câncer de próstata (AEP) foram demonstradas em vários estudos; um estudo com gêmeos mostrou uma nota muito alta herdabilidade [1]. Homens com um primeiro grau afetado relativa têm um risco duas vezes maior de PRCA e até mesmo maior risco para um início precoce da PRCA em comparação com aqueles sem essa relação [2], [3]. Os recentes estudos de associação do genoma identificaram variantes genéticas múltiplas em mais de 40 loci que estão significativamente associados com um risco de câncer de próstata [4]. Originalmente, estas variantes foram encontrados principalmente em um total de cinco regiões cromossômicas; três regiões independentes de 8q24, em uma região de 17q12, e uma região de 17q24.3 [5] – [9]. No entanto, foi relatado que uma história familiar é preditivo para o risco de cancro da próstata independente do efeito de SNPs nas regiões cromossómicas de risco associados [1]. Além das regiões nos cromossomos 8 e 17, um SNP específico no

JAZF1

gene em 7p15.2 tem sido repetidamente associado com PRCA risco [10] – [13]. Além risco global, de particular interesse são as suas associações relatadas com início precoce e doença agressiva, bem como com recorrência bioquímica, sugerindo importância prognóstica [14] – [16].

O SNP conhecido como rs10486567 está localizada dentro do intrão 2 de

JAZF1

, que codifica um repressor transcricional de NR2C2, um receptor órfão nuclear que é também altamente expresso no cancro da próstata [13].

Como um número de SNPs são envolvido em risco familiar de câncer de próstata, mas os seus efeitos principais independentes explicam apenas uma fração do herdabilidade observado, a interação gene-gene entre loci (partida de independência de efeitos, que é conhecido como epistasis em genética e modificação de efeito em epidemiologia) fornece uma melhoria potencial na compreensão do componente hereditária de cancro da próstata [17]. Dos SNPs identificados, foram selecionados dois SNPs, um comuns e consistentes rs4242382 SNP risco dentro de 8q24 no cromossomo 8, e os rs10486567 SNP dentro

JAFZ1

no cromossoma 7 com associações consistentes em várias populações e também com diferentes resultados da doença .

o objetivo foi avaliar o impacto de dois loci em rs4242382 e rs10486567 sobre o risco de câncer de próstata dentro de uma família. Também avaliamos interações entre os dois loci em modelos aditivo e multiplicativo. análises separadas também foram conduzidos para PRCA agressivo e não agressivo.

Materiais e Métodos

Fontes de dados e desenho do estudo

Os dados utilizados para a análise a seguir são de uma população coorte baseado que consistia em pacientes diagnosticados com câncer de próstata no Hospital Distrital de Pirkanmaa e controles selecionados a partir dos doadores de sangue do sexo masculino anónimos obtidos a partir da Cruz vermelha finlandesa. O desenho do estudo ea coleta de amostras de DNA foram descritos em estudos anteriores [18], [19]. Os dados utilizados para a análise de agregação familiar da AEP foram derivados de um estudo família finlandesa que envolveu 947 indivíduos de 76 famílias com 2-6 membros da família (Figura 1). Foi utilizado um desenho de estudo de base familiar, dividindo esses 947 participantes em 719 parentes não afetados e 228 casos com PRCA. Os mais antigos casos não afectados foram selecionados para controles de cada família. As idades médias foram 61,5 e 65,0 por parentes não afetados e casos, respectivamente. Entre os 228 doentes com cancro da próstata, 25% (n = 57) foram clinicamente avançada e tinha Gleason Score≥7; eles foram classificados como cânceres agressivos. Através destes casos índices, o total de 228 casos de câncer de próstata entre os membros da família foram encontrados para ter um resultado seguindo um modelo de regressão de Poisson com os genótipos para os dois loci, rs4242382 em 8q24 e rs 10.486.567 em 7P, definida como as variáveis ​​independentes.

genótipo

dois loci, rs4242382 em 8q24 e rs 10.486.567 em 7p15.2, com genótipos AA, GA, e GG, foram selecionados para a análise pelas razões descritas acima. O alelo de risco Uma das rs4242382 em 8q24 foi previamente relatado para ser associado a uma prca agressivo [2], [8], [19] – [24]. O risco alelo G do rs 10486567 em 7p15.2 no intron 2 do gene finger1 JAZF zinco (

JAZF1

) é comumente observada nos europeus [9].

Análise Estatística

as frequências dos dois SNPs foram expressos em porcentagem. As freqüências do genótipo AA ou GA contra GG são listados pelo número de homens afetados para os dois loci. Ao tomar o número de casos de AEP entre os membros da família de um proband como o resultado, foi utilizado um modelo de regressão de Poisson multi-variável para avaliar o efeito do AA genótipos /GA contra GG para os dois SNPs sobre o número de casos PRCA em a família. Além disso, foram avaliadas as interacções genéticas entre os dois SNPs no âmbito dos dois modelos de epistasis estatística, o modelo aditivo e multiplicativo modelo propostos pela Fisher. Foi utilizado o teste da razão de verossimilhança com as medidas (AIC) Akaike Informação Critério para avaliar se um aditivo ou um modelo multiplicativo se ajustou aos dados melhor quando se incluiu os dois loci vs. único lócus.

Resultados

a Figura 1 mostra as famílias de 947 indivíduos do estudo, em que 719 deles eram saudáveis ​​e 228 com diagnóstico de AEP. Eles incluíram 30 famílias com dois membros com PRCA, 26 famílias com três, 12 famílias com quatro, seis famílias com cinco, e duas famílias com seis membros da família com diagnóstico de AEP.

As freqüências alélicas foram calculadas como 6,4% de AA (n = 61), 31,8% de GA (n = 301), e 61,8% de GG (n = 585) para rs4242382; 6,5% de AA (n = 61), 36,9% da GA (n = 348), e 57,6% do GG (n = 534) para rs10486567.

A frequência do risco alelo A (AA ou GA ) a rs4242382 aumentou de 34,2% para as famílias com dois casos AEP até 53% para as famílias familiares com pelo menos cinco membros afetados (Tabela 1). Da mesma forma, a freqüência do alelo de risco A a rs10486567 aumentou de 42,2% para as famílias com dois membros afetados de 49,4% para aqueles com cinco ou mais casos. Uma relação igualmente forte não foi encontrado para as frequências de alelos de risco e o número de casos AEP agressivos.

Na análise de regressão de Poisson, considerando a idade como um fator de confusão, o alelo de risco A em rs4242382 foi associado com um risco aumentado de múltiplos casos familiares AEP (aOR = 1,19, IC de 95% 1,08-1,19, P 0,0001, Tabela 2). Além disso, o alelo de risco A a rs10486567 mostrou um efeito significativo, mas ligeiramente mais fraco (ORa = 1,06, 95% CI 1,01-1,11, P = 0,0208).

Quando os dois loci foram consideradas simultaneamente em um modelo de aditivo, os coeficientes de regressão foram ligeiramente diminuiu de ORa = 1,14 (1,08-1,19) para ORa = 1,13 (1,08-1,19) para o alelo de risco uma em rs4242382, bem como a partir de ORa = 1,06 (1,01-1,11) para ORa = 1,04 (1,00-1,09) para o alelo de risco a a rs10486567. Adicionando quer alelo de risco melhorou o ajuste do modelo em um nível estatisticamente significativo em comparação com um modelo único lócus (risco alelo A em rs4242382 resultou em X

2

(1) = 183,0093, P 0,0001, e A em rs10486567 com X

2

(1) = 16,89, P 0,0001, Tabela 1), o que sugere que os efeitos dos dois alelos de risco foram independentes no contexto do modelo de aditivo. Foram observados resultados comparáveis ​​para PRCA não-agressivo, embora o alelo de risco A em rs4242382 foi mais influente do que o risco alelo A a rs10486567 com o último sendo não significativa (P = 0,74). Para a AEP agressivo, nenhuma melhoria significativa foi encontrada com o modelo loco único quando o modelo de dois loci foram utilizados (P-valores 0,46 e 0,49).

O modelo multiplicativo com um termo de interação para os dois SNPs equipado os dados significativamente melhor do que o aditivo correspondente ou modelos multiplicativos (P = 0,0002, Tabela 3; AIC = 7713,23, consulte a Tabela S1 S1 Arquivo). Uma melhoria significativa foi também observada para os dados a partir de AEP não agressiva, mas não a partir da prca agressivo. O efeito do alelo de risco em rs4242382 A foi modificada pela risco alelo A em rs10486567, como mostrado na Tabela 3, juntamente com os resultados de cada locus de estratificação por outro alelo de risco para uma AEP e não-agressivo AEP. O efeito do alelo de risco A a rs10486567 foi mais forte na presença do alelo de risco Uma em rs4242382 (ORa = 1,09, 1,01-1,18 vs 1,01, 0,95-1,07), o que indica uma epistasia sinérgica (Tabela 4). Observou-se um raciocínio semelhante para o efeito de rs4242382 em relação ao rs10486567 (ORa = 1,18, 1,10-1,27, na ausência deste último vs 1,09, 1,02-1,16, ao efectuarem ambos). Tal efeito sobre a modificação do risco entre os dois loci também foi observado para não-agressivo PRCA.

A Figura 2 mostra a probabilidade de ter pelo menos quatro casos AEP entre familiares previsto pela Poisson modelo de regressão. Aqueles que tiveram o risco alelo A, tanto rs4242382 e rs10486567 apresentaram maior probabilidade de ter, pelo menos, quatro parentes afetados. A Figura 3 mostra também as probabilidades de ter pelo menos quatro casos AEP entre os membros da família, em combinação com ter o risco alelo A em rs4242382 e pelo rs10486567. Aqueles que carregam o alelo de risco para ambos os locos apresentaram um risco 13% maior de ter pelo menos quatro casos AEP entre os membros da família do que aqueles que não portador do alelo de risco.

A. O risco de ter câncer de próstata famílias multiplex com os rs4242382 SNP. B. O risco de ter multiplex dos casos de câncer de próstata em uma família para o SNP de rs10486567

Discussão

Apesar de numerosos estudos sobre a suscetibilidade genética para câncer de próstata, muito poucos estudos têm sido realizados para avaliar as interações efeitos (epistasia) na penetrância doença usando o state-of-the-art análise estatística dos efeitos conjuntos. Além disso, o nosso ponto final era múltiplos casos AEP dentro de uma família, que tem sido pouco estudada. Epistasia no nível de genótipo é definida como a interação entre múltiplos genes ou loci, e este efeito genético conjunta pode ser o fator por trás “herdabilidade faltando”, um fenômeno ligado à porção inexplicável de suscetibilidade ao câncer hereditário, o que é observado na AEP. No presente estudo, foram utilizados dados de base familiar para investigar o efeito de dois loci, rs4242382 em 8q24 e rs10486567 em 7p15.2, em vários casos AEP no seio das famílias com o método de regressão de Poisson para comparar modelos aditivo e multiplicativo. Nós demonstramos uma associação estatisticamente significativa entre os dois loci individuais e múltiplos prca, bem como uma interacção sinérgica do gene o gene entre os dois alelos de risco. interacções gene-gene foram estatisticamente significativos em ambos os modelos, mas o modelo multiplicativo proporcionado um ajuste melhor do que o modelo de aditivo em relação ao teste da razão de probabilidade com o critério de AIC. As interações genéticas (efeito conjunto de rs4242382 em 8q24 e rs10486567 em 7p15.2) resultou em uma epistasis positiva estatística (acessório) no modelo multiplicativo, mas um epistasis ligeiramente negativa (efeito antagonista) no modelo aditivo. Este epistasis estatística também foi observado para PRCA não agressiva, mas não para o PRCA agressivo.

Nossas descobertas para rs4242382 em 8q24 e rs 10.486.567 em 7p15.2 foram consistentes com o estudo do genoma em que o risco um alelo de rs4242382 em 8q24 levou a um aumento de 41% no risco de AEP não agressivo e um aumento de risco de 66% no prca agressivo em comparação com o grupo de controlo; o alelo G de risco rs10486567 em 7p15.2 foi associada com uma redução de 18% em não-agressivo AEP e 8% de diminuição na AEP agressivo [13]. A associação entre rs4242382 em 8q24 e o risco de cancro da próstata tem sido consistentemente relatado em um número de estudos do genoma [2], [8], [20] – [24]. O alelo G risco de rs10486567 é relatada como o alelo principal nas europeus. Em nosso estudo, a freqüência do alelo de risco G foi de aproximadamente 75%. No entanto, o sentido da associação entre rs10486567 em 7p15.2 e o risco de cancro da próstata não tem sido consistente, em vários estudos. Os resultados publicados por Thomas et al. [13], bem como nosso estudo, indicam uma associação inversa; Em contraste, vários outros demonstraram uma associação positiva [15], [24]. O SNP rs10486567 localizada dentro do intrão 2 de

JAZF

um gene no cromossoma 7p15.2 codifica um C2-H2 de tipo proteína de dedo de zinco de três, que é um repressor transcricional de NR2C2, um receptor órfão nuclear que é altamente expressa no tecido da próstata e interage com o receptor de androgénio. Não há interpretação biológica para as implicações funcionais de JAZ1 na carcinogénese da próstata. Tem sido relatado que

JAZF

1 é um componente de fusão de genes com

SUZ

12, que é encontrada no tumor do estroma endometrial. A associação inversa encontrada em ambos Thomas e do nosso estudo pode ser devida ao aumento do risco de diabetes tipo 2, que tem sido relatado para ser inversamente associado com AEP [13]. A área em 8q24 está associada a muitos tipos de cancro, por exemplo, da mama, do cólon e cancro da bexiga, além de prca, e a área é mostrado para ter múltiplas variantes reguladoras. Portanto, é possível que os SNPs analisados ​​aqui ou outros SNPs em desequilíbrio de ligação perto das pessoas testadas afectar a expressão do gene que residia no, possivelmente actuando como reguladores para o outro gene. Além disso,

JAZF1

é conhecida por ter as variantes de splicing alternativo, que codificam para diferentes isoformas de proteínas, mas não todas as variantes foram completamente caracterizadas. Estas podem ser do tipo de tecido e /ou específica SNP. No entanto, não há conclusões explícitas sobre as interações entre estas variantes podem ser feitas sem uma validação adicional funcional. Os resultados aqui apresentados foram de um conjunto relativamente pequeno da amostra e, portanto, estudos adicionais são necessários, também em outras populações.

Um projeto de estudo de base familiar é ideal para avaliar a influência genética independente de vários SNPs e seus efeitos conjuntos com outros determinantes genéticos sobre a penetrância doença entre os múltiplos casos AEP. Ele também pode fornecer uma visão sobre as conseqüências funcionais e evolutivas de epistasia.

Testamos interações genéticas entre os dois loci, rs4242382 em 8q24 e rs 10.486.567 em 7P, sob o modelo de epistasis estatística de Fisher, e encontramos que o modelo multiplicativo equipado os resultados melhores do que o modelo aditivo. Isto sugere a presença de desequilíbrio de ligação para estes dois loci [17]. No entanto, uma epistasia negativa foi encontrada no contexto de um modelo aditivo, enquanto que o modelo multiplicativo sugeriu um epistasia positivo. medições diferentes para epistasis poderia levar a diferentes interpretações; o modelo de dependência dos efeitos conjuntos tem sido bem estabelecida em epidemiologia e bioestatística [17]. De acordo com um estudo prévio sobre a extensão do modelo epistasis comum com diferentes classes de modelos estatísticos [17], também descobrimos que a adição de diferentes loci iria produzir resultados diferentes. Por exemplo, no nosso modelo aditivo, uma inclusão de rs10486567 não alterou o efeito da rs4242382, rs4242382 ao passo que a adição de substancialmente afectada a influência de rs10486567. Um fenómeno semelhante foi observado no modelo multiplicativo. No entanto, este epistasia foi observada apenas em AEP não agressiva, mas não no prca agressivo, o que sugere que a avaliação dos dois loci não pode ser utilizado para a identificação de famílias com um risco de desenvolver prca agressiva na população finlandesa. Isso pode refletir o fato de que ambos os SNPs foram originalmente encontrado para ser associado com PRCA risco, apenas, e não em resultado da doença, e que as associações posteriores com a evolução da doença, na verdade, refletem outros, ainda desconhecidas, e possivelmente específica populacional interações.

em conclusão, propusemos um projeto de estudo de base familiar para demonstrar o efeito do SNP previamente relatado em 8q24, conhecida como rs4242382, sobre o risco de múltipla AEP. Nossos resultados sugerem uma interação entre rs4242382 e rs10486567 em ambos os modelos multiplicativos e aditivos. O método proposto é útil para a identificação de variantes relevantes em forte LD com o SNP de interesse, bem como quantificar epistasia entre dois loci que afetam a penetrância de doenças complexas e suas características.

Informações de Suporte

arquivo S1.

Tabela S1, teste da razão de verossimilhança para dois loci com e sem modelos de interação de câncer de próstata. Tabela S2, teste da razão de verossimilhança para dois loci com e sem modelos de interação do câncer de próstata não agressivo. Tabela S3, o teste da razão de verossimilhança para dois loci com e sem modelos de interação de câncer de próstata agressivo

doi:. 10.1371 /journal.pone.0089508.s001

(DOC)