Abstract
A deficiência de vitamina D tem sido associada a várias doenças comuns, incluindo o cancro e está sendo investigado como um possível fator de risco para estas condições. Nós relatamos a prevalência marcante da deficiência de vitamina D na Escócia. estudos epidemiológicos anteriores relataram uma associação entre níveis baixos de vitamina D na dieta e câncer colorretal (CRC). Usando um desenho de estudo de caso-controle, foi testada a associação entre plasma de 25-hidroxi-vitamina D (25-OHD) e CRC (2.001 casos, 2.237 controles). Para determinar se os níveis de plasma de 25-OHD estão causalmente associada ao risco de CRC, aplicou-se a variável instrumental função de controle (IV) Método da abordagem de randomização mendeliana (MR) usando quatro polimorfismos de nucleotídeo único (rs2282679, rs12785878, rs10741657, rs6013897) mostrados anteriormente para ser associado com o plasma de 25-OHD. Baixo níveis plasmáticos de 25-OHD foram associados ao risco CRC no modelo bruto (odds ratio (OR): 0,76, 95% Intervalo de Confiança (IC): 0,71, 0,81, p: 1.4 × 10
-14) e após o ajuste por idade, sexo e outros fatores de confusão. Usando uma pontuação de alelo que combinado todos os quatro SNPs como a IV, o efeito causal estimado foi OR 1,16 (CI 0,60, 2,23 95%), enquanto que foi de 0,94 (IC de 95% 0,46, 1,91) e 0,93 (0,53, 1,63) quando se utiliza uma a montante (rs12785878, rs10741657) e um alelo marcador a jusante (rs2282679, rs6013897), respectivamente. 25-OHD níveis foram inversamente associados com o risco de CRC, de acordo com recentes meta-análises. O fato de que esse achado não foi replicado quando a abordagem MR foi empregado pode ser devido a instrumentos fracos, dando baixa potência para demonstrar um efeito ( 0,35). A prevalência e grau de deficiência de vitamina D entre os indivíduos que vivem em latitudes setentrionais é de considerável importância por causa de sua relação com a doença. Para elucidar o efeito da vitamina D no risco de câncer CRC, grandes estudos adicionais de vitamina D e risco de CRC são necessários e /ou a aplicação de métodos alternativos que são menos sensíveis às restrições de instrumentos fracos
Citation:. Theodoratou E , Palmer T, Zgaga L, Farrington SM, McKeigue P, Din FVN, et al. (2012) Estimativa Variável Instrumental do Causal Efeito de Plasma de 25-hidroxi-vitamina D em Colorectal Cancer Risk: Uma Análise randomização mendeliana. PLoS ONE 7 (6): e37662. doi: 10.1371 /journal.pone.0037662
editor: Siu Tim Cheung, da Universidade de Hong Kong, Hong Kong
Recebido: 29 de novembro de 2011; Aceito: 23 de abril de 2012; Publicação: 06 de junho de 2012
Direitos de autor: © 2012 Theodoratou 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 pelos seguintes subsídios: concessão Programa UK Cancer Research (C348 /A12076), do Conselho de Investigação médica (G0000657-53203) e do Gabinete do Chefe do Executivo escocês Scientist (CZH /4/529, CZB /4/449), e uma Grant Centre do núcleo como parte da Campanha de Câncer digestivo. Dr. Theodoratou é financiado pelo Cancer Research UK Fellowship C31250 /A10107. Dr. Palmer é financiada pelo MRC G0600705 centro concessão. Dr. Zgaga é apoiado pelo Instituto Nacional dos Estados Unidos para Saúde- National Cancer Institute subvenção programa U19 (1U19CA148107-01) como parte do consórcio corect. 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 declararam que não existem interesses conflitantes
Introdução
a vitamina D pode ser ingerida ou sintetizado na pele a partir de precursores inactivos através da acção de raios UV. Sua forma ativa, 1,25 (OH)
2D (1,25 (OH)
2D
2 e /ou 1,25 (OH)
2D
3) é produzido após dois passos de hidroxilação no fígado e nos rins (figura 1) [1]. A prevalência de deficiência de vitamina D na Escócia é elevado devido à alta latitude norte, tempo, muitas vezes turva (falta de luz solar prejudica a síntese de vitamina D durante os meses de Inverno), estilo de vida orientada para dentro de casa e má alimentação, e assim por rotina de vitamina D e suplementação de cálcio para o housebound ( 65 anos), é recomendado [2]. Em um estudo recente de mais de 2000 indivíduos saudáveis que vivem na Escócia, verificou-se que 77,5% dos indivíduos eram deficientes em vitamina D [3]. Embora a ingestão de referência do nutriente (RNI) de vitamina D pelo Comité Consultivo Científico sobre Nutrição na Escócia para pessoas com mais de 65 anos de idade é de 10 ug por dia [4], há uma grande variação das doses diárias recomendadas (RDA) por diferentes grupos de pesquisa e instituições [5] – [8]
a vitamina D tem sido considerada relevante para a doença esquelética e metabolismo do cálcio, mas não há evidências crescentes de que a deficiência de vitamina D pode ser um fator de risco para o câncer. , cardiovasculares, metabólicas, doenças infecciosas e doenças auto-imunes [3]. Em particular, a vitamina D pode afectar o cancro colorectal risco (CRC) através da sua ligação ao receptor da vitamina D (VDR) [9] a influenciar a proliferação celular, diferenciação, apoptose e angiogese [10], [11] ou a afectar a resistência à insulina [12] . Os resultados de estudos de caso-controle e coorte não são conclusivos, mas os resultados dos estudos de coorte de medição de 25-hidroxi-vitamina D (25-OHD) no sangue ou o soro são mais consistentes indicando uma associação inversa com o CRC [13] – [15] .
O estabelecimento de relações causais entre exposições ambientais e doenças comuns usando métodos convencionais de estudos observacionais é problemática devido à confusão sem solução, inverter o nexo de causalidade e seleção viés [16]. A teoria subjacente à abordagem de randomização mendeliana (MR) é baseado na variedade aleatória de alelos no momento da formação dos gametas, o que equivale a um ensaio clínico randomizado em que as pessoas são alocados aleatoriamente para intervenções terapêuticas. O principal conceito de um estudo MR é baseada em três relações: fenótipo genótipo-intermediário; fenótipo de doença intermediária; genótipo-doença [17], [18] e pode ser usada para identificar os factores de risco causais ambiental, sem os vários problemas potenciais de epidemiologia observação [19]. A abordagem MR pode também reforçar a conclusões casuais, limitando problemas reversa nexo de causalidade (biológica, através de atribuição de exposição, devido ao viés de relatórios), viés de seleção e viés de diluição de regressão [19]. A figura 2 ilustra como este conceito é aplicado para informar inferência causal.
modelos variável instrumental usar associações C e A para estimar o efeito causal de um fator de risco em um resultado (B).
a abordagem analítica utilizada para o MR é a variável instrumental (IV) modelo, em que a variante genética é tratada como um instrumento que é assumida para ser associado com a doença só através da sua associação com o fenotipo intermédio [18]. Isto requer, em primeiro lugar a identificação de uma ou mais variantes genéticas (tipicamente um single nucleotide polymorphism ou SNP) como a IV, que é conhecido a partir de dados publicados para ser associada com o fenótipo [18]. Os três pressupostos fundamentais subjacentes a abordagem MR são: a) o genótipo está associada com o fenótipo; b) o genótipo é independente de fatores de confusão medidas e não medidas; e c) que o efeito do genótipo sobre o resultado é mediada apenas através do fenótipo intermediário (sem pleiotropia) [17], [18].
Neste estudo, nós nos propusemos a avaliar a relação entre CRC, plasma níveis e genótipo em 4 genes loci marcação genéticos envolvidos em vitamina D metabolismo (Tabela S1) e que 25-OHD tenham sido previamente mostrado para ser associado com os níveis plasmáticos de vitamina D em uma meta-análise agrupada de Estudos do Genoma escala associação [20]. A fim de avaliar se existe uma relação causal entre o plasma de 25-OHD e CRC risco foi aplicado o estimador de função de controle IV.
Métodos
Declaração de Ética
A aprovação ética para o estudo SOCCS foi obtida a partir da comissão multicêntrico de Ética em Pesquisa para a Escócia (número de referência 01/0/05) e do Escritório de Pesquisa e Desenvolvimento do NHS Lothian (número de referência 2003 /W /GEN /05).
estudo da População
Nós estudamos um subconjunto de 2.001 casos e 2.237 controles de um estudo da CRC (estudo do câncer colorretal na Escócia, SOCCS) caso-controle. Nós teve como objetivo recrutar todos os casos incidentes (1999-2006) de adenocarcinoma de colorectum apresentando a unidades cirúrgicas na Escócia (18-79 anos de idade). Exclusões foram a morte do paciente antes de apuração, o paciente muito doente para participar, casos recorrentes, ou o paciente incapaz de dar consentimento informado, devido a dificuldades de aprendizagem ou outras condições médicas. Foram recrutados cerca de 40% de todos os casos de incidentes na Escócia durante o período de estudo. Durante os mesmos controles de período foram sorteados aleatoriamente a partir de um registo de base populacional (índice de saúde da comunidade) e convidados a participar. As taxas de participação entre aqueles abordado foram de aproximadamente 58% para os casos e cerca de 57% para controles. Mais de 99% dos participantes do estudo eram brancos Caucasiano (veja [21] para mais detalhes de recrutamento).
Os indivíduos completaram um questionário com estilo de vida e câncer de informações e eles foram solicitados a relatar seu status diagnóstico prévio um ano ou recrutamento, incluindo informações sobre a sua história médica geral, a atividade física, tabagismo, ingestão de qualquer ingestão regular de aspirina e NSAIDs, altura, peso e circunferência da cintura foram registrados. Além disso, um questionário de freqüência alimentar semi-quantitativo (Scottish Collaborative Group QFA, versão 6.41) foi concluído pelos participantes (https://www.foodfrequency.org), que consistia de 150 alimentos e os indivíduos foram solicitados a descrever a quantidade e frequência de cada alimento na lista de terem comido um ano antes do diagnóstico ou de recrutamento. Outras informações sobre os questionários foram apresentados em detalhe anteriormente [21]. Além disso, cada sujeito câncer recrutados foi atribuído um Comité Misto Americana do Câncer etapa (AJCC) derivada de uma síntese de informações clínicas, patológicas e imagem [22]. Finalmente, para um subconjunto dos casos de câncer (1.423, dos 1.376 com 25-OHD medida) não havia informações sobre os sintomas que eles tinham desenvolvido antes do recrutamento. Nós agrupamos os casos em quatro categorias: (1) não apresenta sintomas (190 casos), (2) sintomas leves (290, incluindo: alteração no hábito intestinal, obstipação, diarreia intermitente e constipação, fezes mais frequentes, diarreia, fezes moles, o excesso vento, muco nas fezes e desconforto abdominal) e (3) sintomas graves (220; incluindo hemorragia rectal, vómitos, perda de peso, perda de energia, perda de apetite e náuseas) e (4) os dois, sintomas leves e graves (676) .
risco história familiar foi determinada de acordo com as diretrizes de câncer Executivo escocês (https://www.sehd.scot.nhs.uk/), os critérios de risco história alta familiar de cancro colorectal são: 1) pelo menos três membros da família afetados por câncer colorretal ou, pelo menos, dois com cancro colo-rectal e um com cancro do endométrio em pelo menos duas gerações; um parente afetado deve ser 50 anos de idade no momento do diagnóstico e um dos parentes deve ser um parente de primeiro grau dos outros dois; ou 2) presença da síndrome HNPCC; ou 3) não testados parentes de primeiro grau de portadores do gene conhecidas. Os critérios de risco moderado são: 1) um parente de primeiro grau afetado por câncer colorretal quando envelhecido 45 anos; ou 2) dois afetados parentes de primeiro grau com uma idade 55 anos; ou 3) três parentes afetados com colorretal ou câncer endometrial, que são parentes de primeiro grau um do outro e um parente de primeiro grau do consultor. Os indivíduos que não preenchem todos os critérios acima são classificados como de baixo risco (história familiar de câncer diretrizes Governo Escocês). Por esta história familiar análise foi codificado um preço tão baixo vs. história média /alta família de CRC.
Medição de Plasma de 25-OHD
A espectrometria de massa de cromatografia líquida-tandem (LC-MS /MS ) método foi usado para medir a 25-hidroxivitamina D3 e D2. Este artigo apresenta o 25-OHD (do total de 25 OHD2 e 25-OHD3); No entanto, a maioria das nossas amostras não continham D2 ( 3 ng /ml). O limite inferior de detecção com o método de LC-MS /MS foi de 4 ng /ml para a D3 [23]. O método LC MS /MS foi realizada seguindo protocolos padrão e procedimentos de controle de qualidade adequado (incluindo múltiplas medições de uma mesma amostra de nossa coorte e padronização contra o material de referência standard, SRM 972) e foi avaliado como método de medição de 25-OHD preferidos para estudos populacionais por um painel internacional de peritos [23]. Mais detalhes sobre este método pode ser encontrada em outro lugar [23], [24]. Para a análise de medições de 25-OHD foram padronizados para remover o efeito proeminente do mês quando o sangue foi tomada na concentração de 25-OHD, como descrito em detalhe em Zgaga et ai [3].
A genotipagem de dados
As amostras de DNA foram quantificados com precisão por Pico-GreenTM e qualidade controlada antes da expedição. A genotipagem foi realizada utilizando TaqMan na Wellcome Trust Facilidade de Investigação Clínica (WTCRF) em Edimburgo. 2.000 assuntos para os rs2282679 foram genotipados como parte de uma abordagem gene candidato à base de matriz, usando a plataforma matriz Illumina Infinium I personalizado e realizado por Illumina (San Diego). amostras de casos e de DNA de controle foram armazenados, genotipados e analisadas da mesma forma. Além disso para evitar a variação sistemática potencial lote-a-lote ou de polarização, as amostras foram anonimizada Quanto ao estado afecto e foram distribuídos aleatoriamente dentro de placas. Os dados foram sujeitos a procedimentos de controle de qualidade Illumina ou WTCRF. Suposições de Hardy-Weinberg (HWE) foram testadas usando um teste qui-quadrado.
Análise Estatística
O pacote estatístico utilizado foi o Stata versão 11.0 (Stata Corp, College Station, Texas). Os participantes foram divididos em quintís com base nas distribuições combinadas de casos e controlos. Modelos de regressão logística foram utilizados para estimar a força da associação entre o risco de CRC e os níveis plasmáticos de vitamina D. As associações foram testadas em três modelos de regressão logística (modelo bruto, modelo I e modelo II). Modelo I foi corrigido para idade e sexo e Modelo II foi corrigido para a idade, sexo, Carstairs índice de privação, energia (MJoules /dia), tabagismo (não fumante, ex-fumante e fumante atual), índice de massa corporal (IMC, kg /m
2, contínuo), a ingestão regular de AINE (sim x não), história familiar (baixo vs. médio /alto) de câncer e atividade física (horas de ciclismo e outras actividades desportivas, 4 grupos). Nós também testamos a associação após o sexo, estágio do câncer no momento do diagnóstico (AJCC), presença de sintomas e tempo entre diagnóstico e estratificação de recrutamento. Além disso foi testada a associação entre CRC e rs2282679, rs12785878, rs10741657 e rs6013897. Conjunto de dados para esta análise foi maior, e é composta por todos os participantes do estudo SOCCS para quem genotipagem de SNPs selecionado foi bem sucedida (até 5449). Nós também testamos a interação entre os níveis D plasma genótipo e vitamina no CRC, comparando um modelo com e sem um termo de interação entre as duas variáveis, utilizando um teste da razão de verossimilhança. Suposições de Hardy-Weinberg foram testados utilizando um teste qui-quadrado.
Para estimar a razão de chances causais aplicou-se o IV estimador função de controle para um 3-nível categórico Z instrumento codificado 0, 1, 2 (SNP ) um fenótipo contínua intermediário X (plasma de 25-OHD
3) e um resultado binário Y (CRC). A primeira fase da função de controlo é uma regressão linear do fenótipo intermediário (X) no instrumento (s) (Z), que gera valores para o fenótipo intermediário previsto. A segunda etapa é uma regressão logística do resultado (Y) sobre os valores previstos do fenótipo intermediário, incluindo os resíduos estimados a partir da regressão linear de primeira fase na regressão logística de segunda fase [25]. O raciocínio é que os resíduos da primeira fase podem ser correlacionados com fatores de confusão não medidos. Além de um modelo em bruto, que também ajustada para a idade e sexo. A força dos instrumentos aplicados foram avaliadas utilizando as estatísticas F a partir da primeira fase de regressão linear, com valores inferiores a 10 tomada como evidência de um instrumento fraco [26]. Finalmente, aplicamos quatro estimadores IV adicionais que são apresentados e descritos no material suplementar (Métodos S1).
Resultados
Os níveis de plasma de 25-OHD e CRC
Colorectal o risco de câncer foi associada com níveis mais baixos de plasma de 25-OHD no modelo bruto (odds ratio (OR): 0,76, 95% Intervalo de confiança (IC): 0,71, 0,81, p: 1.4 × 10
-14), após o ajuste para idade e sexo (OR: CI 0,75, 95%: 0,70, 0,81, p: 9.1 × 10
-15) e após o ajuste para idade, sexo, índice de privação Carstairs, energia, tabagismo, IMC, ingestão regular de NSAID , história familiar de câncer e atividade física (OR: 0,75, 95% CI: 0,69, 0,81, p: 4.6 × 10
-12) (Tabela 1). A associação de 25 OHD CRC foi mais forte para os homens (modelo bruto: OR: CI 0,68, 95%: 0,62, 0,75, p: 1.1 × 10
-13) do que mulheres (modelo bruto: OR: 0,84, 95% CI : 0,76, 0,93, p: 0,0009) (Tabela S2). A associação CRC 25-OHD foi semelhante para o início (modelo bruto: OR: 0,79, 95% CI: 0,72, 0,86, p: 2.0 × 10
-8) versus fase tardia AJCC (modelo bruto: OR: 0,74, 95 CI%: 0,68, 0,80, p: 5.8 × 10
-12; Tabela S3). Além disso, a associação de 25-OHD CRC foi mais fraco para aqueles pacientes de CRC que não tinham sintomas no momento do diagnóstico (modelo bruto: OR: 0,87, IC de 95%: 0,73, 1,02, P: 0,09), quando comparado com aqueles com leve (modelo bruto: OR: 0,80, 95% CI: 0,70, 0,91, p: 0,001) ou sintomas graves (modelo bruto: OR: CI 0,78, 95%: 0,67, 0,90, p: 0,001; Tabela S4). Finalmente, a associação CRC 25-OHD foi semelhante para os pacientes de CRC que foram recrutados logo após o diagnóstico (modelo bruto: OR: CI 0,77, 95%: 0,71, 0,83, p: 7.8 × 10
-5), quando comparado para aqueles que foram recrutados mais tarde (modelo bruto: OR: CI 0,76, 95%: 0,70, 0,83, p: 1.3 × 10
-10; Tabela S5).
genótipo e Plasma 25 Níveis -OHD
não houve evidência de partida de HWE para todos os quatro SNPs: rs2282679 p-valor = 0,25, rs12785878 p-valor = 0,78, rs10741657 p-valor = 0,07 e p-valor rs6013897 = 0,52. O alelo de rs2282679 e o alelo T do rs12785878 foram associados com maiores níveis de plasma de 25-OHD (Tabela 2). Em particular, verificou-se que rs2282679 e rs12785878 genótipos foram associados com uma diminuição do risco de deficiência de 25-OHD definida como 10 ng /ml (rs2282679: para cada alelo OU = 0,88, 95% IC 0,80, 0,98, p = 0,02 ; rs12785878: para cada alelo T OU = 0,89, IC 95% 0,79, 1,00, p = 0,05; rs10741657; Tabela 2). Estas associações não foram diferentes quando se restringiram a análise apenas nos controles (dados não mostrados).
Genótipo e CRC
Em geral não havia nenhuma evidência de uma associação entre qualquer um dos quatro SNPs e risco de CRC (Tabela 3). Quando estratificados de acordo com os níveis de plasma de 25-OHD, o rs10741657 SNP foi associada com um risco CRC diminuiu para aqueles de baixa plasma níveis de 25-OHD (por alelo OR = 0,88, 95% CI 0,75, 1,02, p = 0,09) e com um aumento do risco CRC para aqueles de alto plasma de 25-OHD níveis (OR = 1,12, 95% CI 0,98, 1,27, p = 0,09), com um valor-p de interação (p = 0,05).
Antes de aplicar a abordagem MR avaliamos os pressupostos IV. O primeiro (que o genótipo está associado com o fenótipo) foi cumprido, uma vez que selecionou quatro SNPs que foram encontrados para ser ligado ao plasma de 25-OHD níveis em uma meta-análise agrupada de Estudos do Genoma escala associação [20]. O segundo (genótipo é independente dos fatores de confusão medidas e não medidas) foi testada por investigar se os instrumentos foram associados a qualquer um dos fatores de confusão medidas que podem influenciar a relação entre os níveis plasmáticos de 25-OHD e CRC (Tabela S6) e, como esperado [ ,,,0],27], não havia nenhuma evidência de uma associação entre esses fatores de confusão e os genótipos. Finalmente, o terceiro pressuposto (efeito do genótipo no resultado é mediada apenas através do fenótipo intermediário) foi testada por interrogar de ligações pleiotrópicos de genes e os SNPs que recentemente criados [28]. Para todos os SNPs não havia nenhuma evidência de pleiotropia e eles só foram encontrados para estar ligados a níveis plasmáticos de vitamina D.
Usando o rs2282679 como o IV, o efeito causal estimado de 25-0HD plasma sobre o risco de CRC foi de 0,94 (95% IC 0,49, 1,83), e o F-estatística para o rs2282679 a partir da primeira fase da análise de IV foi de 15,80 em a idade e sexo, ajustadas a análise (Tabela 4). Usando o rs12785878 como a IV o efeito causal foi de 1,23 (IC de 95% 0,60, 2,53), e o F-estatística para a rs12785878 a partir da primeira fase da análise de IV foi de 13,50 (Tabela 4). Usando o rs10741657 como a IV o efeito causal foi de 0,89 (IC de 95% 0,40, 1,98), e o F-estatística para a rs10741657 a partir da primeira fase da análise de IV foi de 10,89 (Tabela 4). Finalmente, usando o rs6013897 como a IV o efeito causal foi de 0,99 (IC de 95% 0,40, 2,45), e o F-estatística para o rs6013897 a partir da primeira fase da análise de IV foi de 0,98 (Tabela 4). Os resultados dos outros estimadores IV são apresentadas nos quadros S7, S8, S9 e S10
Além disso, nós combinamos estes quatro SNPs para formar três contagens de alelos:. 1) uma pontuação alelo que combinaram tudo quatro SNPs, 2) uma pontuação alelo montante que combinava a rs12785878 SNPs e rs10741657 e 3) uma pontuação alelo jusante que combinava os rs2282679 SNPs e rs6013897. Em seguida, usamos esta pontuação alelo como o IV. O efeito causal para a pontuação geral alelo foi de 1,16 (IC 95% 0,60, 2,23; estatística F 16.52), para a pontuação alelo montante foi de 0,94 (IC 95% 0,46, 1,91; estatística F 7,87) e para a pontuação alelo jusante foi de 0,93 (IC 95% 0,53, 1,63; estatística F 12.67). (Tabela 4)
Discussão
Os níveis de plasma de 25-OHD e CRC
neste estudo , baixos níveis de plasma de 25-OHD foram associados a um maior risco de CRC em toda a amostra e após estratificação por sexo, estágio do tumor e gravidade dos sintomas na apresentação. Estes resultados estão de acordo com os dois recentes meta-análises de soro ou plasma estudos prospectivos [14], [29]. Além disso, uma revisão sistemática e meta-análise de adenoma colorretal (CRA) mostrou uma diminuição do risco de incidência e recorrência de CRA para um aumento de 25-OHD por 20 ng /ml [30]. No entanto, um ensaio clínico randomizado (RCT) (2686 indivíduos de risco médio) não encontraram nenhum efeito da suplementação de vitamina D e incidência de CRC [31]. Da mesma forma, um segundo RCT (mulheres Health Initiative -WHI) investigar os efeitos da suplementação de cálcio e vitamina D por dia, durante sete anos, mostrou nenhum efeito sobre CRC incidência entre as mulheres na pós-menopausa [32]. No entanto, deve notar-se que nenhum destes ensaios clínicos foram concebidas e alimentado para o cancro como o desfecho primário. Além disso, re-análise do WHI RCT descobriram que a terapia com estrogênio concorrente era um modificador de efeito da suplementação de cálcio e vitamina D e para as mulheres que não foram atribuídas ao cálcio terapia de estrogênio e suplementação de vitamina D diminuiu CRC risco [33]. Os dados de estudos caso-controle e coorte examinar as associações entre a ingestão de vitamina D na dieta e CRC são inconclusivos [13].
Genótipo, Plasma de 25-OHD Níveis e CRC
O alelo A rs2282679 e o alelo T do rs12785878 foram associados com maiores níveis de plasma de 25-OHD. Estes resultados estão de acordo com um GWAS investigar determinantes genéticos de deficiência de vitamina D [20]. O SNP rs2282679 está localizado no
GC
gene, que codifica uma proteína que se liga e transporta vitamina D de ligação a vitamina D (Figura 1) [20]. O SNP rs12785878 está localizado no gene de
DHCR7
que codifica a enzima 7-desidrocolesterol (7-DHC) redutase, que converte a 7-DHC ao colesterol. 7-DHC é um precursor da vitamina D
3. Mutações no
DHCR7
pode levar a uma diminuição da actividade de redutase do 7-DHC e, por conseguinte, a níveis elevados de 7-DHC e vitamina D
3 (Figura 1) [20]. No entanto, os outros dois SNPs (rs10741657, rs6013897) que também foram encontrados a ser fortemente associada com níveis de vitamina D no estudo vasta associação de vitamina D genoma não foram associados com o status da vitamina D em nossa coorte. rs10741657 está localizado no
CYP2R1
gene, que codifica uma enzima que se pensa ser envolvido na 25-hidroxilação da vitamina D
3 a 25 (OHD) [20]. rs6013897 está localizado no
CYP24A1
gene, que codifica uma enzima que inicia a degradação da 1,25 (OH)
2D [20]. A evidência para o papel das enzimas codificadas por
CYP2R1
e
CYP24A1
é limitado e não replicadas em outros estudos candidatos [20].
Nenhum dos quatro SNPs eram associado com o risco CRC, embora encontramos uma interação entre os 25-OHD níveis e rs10741657. Os resultados da análise de MR não suportam uma relação causal entre o plasma 25-OHD e risco de CRC. Embora não seja significativa, a relação inversa foi observada quando rs2282679 ou rs10741657 foram utilizados como instrumento, mas não quando rs12785878 ou rs6013897. Os resultados mantiveram-se inconsistente quando foram utilizados os três contagens de alelos dos quatro SNPs. O fato de que a associação inversa que foi observado quando foram aplicados os métodos epidemiológicos convencionais não foi replicado quando a abordagem MR foi utilizado pode ser devido a várias razões. É possível que as variáveis latentes ou não medidos confundidos as associações e não há nenhum efeito verdadeiro da vitamina D no CRC. Uma explicação alternativa é que não pode ser causalidade inversa entre a vitamina D e CRC, dado que o plasma dos casos foi recolhido após o diagnóstico: não pode ser excluído que a baixa de plasma 25-OHD é a consequência de doença ou de um resultado dos pacientes estarem bedbound e faltando a exposição ao sol. No entanto, quando olhamos para os casos com muito suave ou nenhum sintoma ou casos nos primeiros estágios da doença ainda observada uma associação inversa entre 25-OHD níveis e CRC. Além disso, dado o potencial biológico de vitamina D tendo um nexo de causalidade com câncer, fatores que afetam o desempenho dos estimadores IV também pode explicar estes resultados.
As principais limitações das abordagens variáveis instrumentais convencionais resultam dos pressupostos rigorosos que precisam ser satisfeitas para que o método seja confiável. É verdade que o genótipo está associada com o fenótipo, no entanto, os SNPs que foram utilizados como instrumentos são apenas fracamente associada ao fenótipo e explicam apenas uma pequena porção de traço de variância. Enquanto nós testamos para fatores de confusão comuns, é possível que a confusão escondido a partir de variáveis não mensuráveis afeta a análise. Enquanto vemos nenhuma associação entre o genótipo e o resultado, mais fraca ligações pleiotrópicos não pode ser excluída com certeza.
No momento, estamos trabalhando em novos métodos de variáveis instrumentais para a avaliação de causalidade entre as concentrações de 25-OHD e CRC, baseado na plataforma para a análise bayesiana de modelos estatísticos complexos usando cadeias de Markov métodos de Monte Carlo. Este método melhora a abordagem clássica mendeliana randomização, pois permite ligações pleiotrópicos entre os componentes do modelo, permite a fácil inclusão de outras variáveis e não depende tanto sobre a força dos instrumentos.
A ampla aplicação da os estudos de associação do genoma de largura (GWAS), tem permitido para os estudos de RM para ficar mais viável agora, como SNPs comuns ligadas a vários fenótipos intermediários foram identificados [34]. Até à data, em 2011, vários estudos de RM aplicadas foram publicados investigando relações causais em uma ampla gama de doenças, incluindo câncer [35], doença cardíaca coronária [36], [37], diabetes [38], [39], transtornos mentais [40 ] – [42], a função pulmonar [43] e outras doenças [44], [45]. Alguns destes estudos replicados os resultados obtidos pelos métodos convencionais e epidemiológicas confirmaram causalidade (ou nenhuma causalidade) de fenotipo intermédio do resultado [40], [44], [45]. Uma das principais razões por trás dessa falta de replicação é o fato de que os instrumentos genéticos que são empregados são geralmente fracos e, portanto, o poder dos estudos de RM serão insuficientes [34].
De acordo com um estudo recente sobre os requisitos de tamanho de energia e de amostra de estudos MR com base na intensidade dos instrumentos, verificaram que os estudos de RM vai exigir grande (n 1000) e, frequentemente, muito grande (n 10000) os tamanhos das amostras para tirar conclusões causais que são estatisticamente significativa [34 ]. Baseado em seus resultados de simulados analisa a maioria dos estudos de RM publicados estão sub-alimentado (ver Tabela S11 para uma revisão de 11 estudos de RM publicados em 2011). Usando simulações apresentadas no papel de Pierce et al [34] e de contabilidade para o tamanho da amostra, a força dos instrumentos utilizados e observou tamanho do efeito, estima-se que o tamanho da amostra deste estudo deu o poder de ~0.35.
conclusão
Este estudo mostra que os níveis mais elevados de plasma de 25-OHD estão associados a um menor risco CRC, um achado que é consistente com os recentes meta-análises de estudos prospectivos. No entanto, este resultado não foi replicado quando a abordagem MR foi empregado. Este resultado pode ser devido a uma falta de um verdadeiro efeito da vitamina D no CRC ou devido a inverter causalidade. Ele também pode ser devido a instrumentos fracos e poder estatístico limitado. A falta de poder é uma característica comum de muitos estudos de RM e, portanto, uma seleção cuidadosa dos instrumentos mais uma amostra de dimensão adequada sejam considerados necessários para que este método seja capaz de fazer a conclusões casuais. Dada a extensão da deficiência de vitamina D entre os indivíduos que vivem em latitudes elevadas, um grande consórcio de vitamina D semelhante e estudos CRC e /ou a aplicação de métodos alternativos que sejam menos sensíveis à polarização instrumento fraco [46] são necessários para refinar o efeito de vitamina D sobre o câncer CRC e outras doenças crônicas.
Informações de Apoio
Tabela S1.
Informações sobre os SNPs que foram utilizados como variáveis instrumentais na análise MR.
doi: 10.1371 /journal.pone.0037662.s001
(DOC)
Tabela S2. A análise de regressão logística
para a associação entre 25-0HD plasma no risco de câncer colorretal após estratificação sexo.
doi: 10.1371 /journal.pone.0037662.s002
(DOC)
Tabela S3. A análise de regressão logística
para a associação entre 25-0HD plasma no risco de câncer colorretal após estratificação palco.
doi: 10.1371 /journal.pone.0037662.s003
(DOC)
Tabela S4. A análise de regressão logística
para a associação entre 25-0HD plasma no risco de câncer colorretal após estratificação para a presença de sintomas.
doi: 10.1371 /journal.pone.0037662.s004
(DOC)
Tabela S5.