Abstract
Fundo
O
-160C /A
polimorfismo (rs16260) de
E-caderina
, um gene repressor tumor, tem sido demonstrou ser um alelo de susceptibilidade do tumor para vários tipos de cancros. Porque o significado desse polimorfismo ao risco de câncer tem sido reconhecida, não estão aumentando estudos investigando
-160C /A
em diferentes tipos de cânceres e populações étnicas. No entanto, ainda há incerteza sobre o nível de risco para uma variedade de cancros.
Métodos
Para resolver a questão controversa levantada por esses estudos a partir de Março de 2012 e oferecer mais poder estatístico para detectar a importância do
-160C /a
, foi realizada uma meta-análise de 47 estudos de caso-controle em 16 tipos de cânceres (18.194 casos e 20.207 controles). A análise do modelo de meta-regressão e subgrupo foram empregados para identificar a fonte de heterogeneidade. viés de publicação foi avaliado, e análise de sensibilidade e avaliação evidência cumulativa também foram realizadas.
Resultados
Usando modelos fixo e de efeitos aleatórios, o
-160AA
homozigoto foi mais suscetíveis a urotelial cancro, em comparação com o
-160CA
heterozigoto. Além disso, o
-160A
alelo é um fator de risco dependente da etnia de próstata e colorretal. Portadores do
-160A
alelo em asiáticos e europeus foram mais suscetíveis ao câncer de próstata, ao passo que os seus homólogos norte-americanos pareciam tolerante. O
-160AA
homozigoto desempenha um papel protetor para os europeus que desenvolvem câncer colorretal. A estabilidade destas observações foi confirmado por uma análise de sensibilidade unidirecional. No entanto, a evidência cumulativa para todos os tipos de câncer foi considerado “fraco” usando as diretrizes Veneza.
Conclusões
Uma meta-análise indicou que o
-160A
alelo de
e-caderina
fornece um maior risco para o desenvolvimento de câncer de próstata e câncer uroteliais e um papel protetor para o cancro colorectal em uma maneira dependente da etnia
Citation:. Wang L, Wang G, Lu C , Feng B, Kang J (2012) Contribuição da
-160C /a
polimorfismo no
E-caderina
Promotor de Risco de Câncer: uma meta-análise de 47 estudos caso-controle. PLoS ONE 7 (7): e40219. doi: 10.1371 /journal.pone.0040219
editor: Carmen J. Marsit, Dartmouth Medical School, Estados Unidos da América
Recebido: 26 Março, 2012; Aceito: 02 de junho de 2012; Publicação: 05 de julho de 2012
Direitos de autor: © 2012 Wang 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 apoiada por doações do Ministério da Ciência e Tecnologia (Grants 2011CB965100, 2011DFA30480, 2010CB945000, 2010CB944900 e 2011CBA01100), National Natural Science Foundation da China (Grants 90919028, 31101061, 31071306, 31000378, 31171432 e 30971451), Ciência e Tecnologia da Comissão de Shanghai Município (Grants 11ZR1438500, 11XD1405300), IRT1168 e 20110072110039 do Ministério da Educação, China. 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
E-caderina
, que tem um papel amplamente reconhecido na adesão célula-célula, também funciona como um gene supressor de invasão /tumor. Vários estudos de imuno-histoquímica relataram uma forte correlação entre a perda de E-caderina e a ocorrência de tumores. A infra-regulação da caderina-E é geralmente devido a transcrição repressão [1]. O
-160C /Um polimorfismo
na região do promotor da
E-caderina gene
foi reportado ter um efeito directo sobre a sua regulação da transcrição e portanto pode influenciar a susceptibilidade ao cancro [2] . Para identificar se o
-160C /A
polimorfismo do
E-caderina
está envolvido na patogênese de tumores
in vivo
, estudos de caso-controle em relação a este variação alélica e o risco de câncer têm sido amplamente realizada. No entanto, ainda há incerteza sobre o nível de risco para uma variedade de cancros em uma série de estudos que investigam o efeito de
-160C /A
em diferentes tipos de cânceres e populações étnicas.
para resolver a questão controversa levantada por esta evidência e fornecer maior poder estatístico para detectar a importância do
-160C /a
ao risco de câncer, foi realizada uma meta-análise sobre o
160C /a
polimorfismo do
e-caderina
eo risco de câncer com 47 estudos de caso-controle, incluindo 18.194 casos e 20.207 controles a partir de março de 2012. os resultados indicaram que o
-160A
alelo do
e -cadherin
leva a um maior risco para o desenvolvimento de câncer de próstata e câncer uroteliais e é um fator de risco dependente da etnia de próstata e colorretal. O significado do
-160C /A
polimorfismo no desenvolvimento de vários tipos de câncer tem recebido atenção crescente. No entanto, outra observação que serão necessários para melhorar o poder de avaliação de associação.
Métodos
Pesquisa Estratégia
Foi realizada uma busca sistemática da literatura utilizando bases de dados MEDLINE (US National Library of Medicine, Bethesda, Maryland) e PubMed (National Center for Biotechnology, National Library of Medicine) a partir de março de 2012, com as palavras-chave “polimorfismo do
e-caderina
gene”, “rs16260” e “- 160C /a, “em combinação com” câncer “,” tumor “,” neoplasia “ou” carcinoma. “os textos completos dos artigos candidatos foram cuidadosamente examinados para extração de dados, e as listas de referência também foram revistos para identificar os estudos mais relevantes para o nosso relatório anterior [3].
Critérios de inclusão
estudos de caso-controle com dados publicados suficientes para estimar odds ratio (OR) e correspondente intervalo de confiança de 95 por cento (IC 95%) foram incluídos nesta meta-análise. Publicado meta-análises sobre a associação de polimorfismos de
E-caderina
com o risco de câncer foram incluídos na avaliação de provas.
Data Extraction
As informações a seguir foi extraído de forma independente a partir de cada estudo feito por dois pesquisadores: 1) data de publicação, primeiro autor, ano de publicação, e do país de origem; 2) O polimorfismo do
E-caderina
tipos de genes e câncer; 3) características de casos e controles e método de genotipagem; e 4) o número de casos e controles com genótipos heterozigotos e homozigotos. Esta informação está resumida nas Tabelas 1, S1 e S2.
-análise Meta
Com base nos critérios de inclusão, foram incluídos 47 estudos de caso-controle. No total, 59 conjuntos de dados foram extraídos com base nos dados originais, que foram divididos por qualquer região ou tipo do cancro. informação relevante sobre os estudos estão resumidos na Tabela S1. O processo de revisão e os resultados de inclusão e exclusão são ilustrados na figura S1.
Hardy-Weinberg foi testado em amostras de controlo de cada conjunto de dados pelo método do qui-quadrado para avaliar o viés latente resultante do desvio do genótipo distribuição. RUP foram consideradas como estimativas de risco relativo e foram combinados cruzando estudos utilizando fixo ou de efeitos aleatórios meta-análise para a baixa e alta heterogeneidade, respectivamente. A heterogeneidade foi avaliada usando o
I
2
estatística, que descreve o grau de diferenças genuínas entre os estudos em uma meta-análise [4]. Um modelo de meta-regressão foi usada para identificar a fonte de heterogeneidade [5], e análise de subgrupo foi também realizada. Uma análise de sensibilidade-forma foi realizado através da remoção de um conjunto de dados de cada vez em tipos de cancro que contenham mais de três conjuntos de dados [6], [7]. viés de publicação foi avaliada usando o teste modificado proposto por Harbord para efeitos de pequeno estudo em meta-análises de ensaios clínicos controlados com desfechos binários [8].
Avaliação da evidência cumulativa
orientações provisórias
Veneza foram também introduziu para avaliar a credibilidade das provas cumulativo, que avaliou a evidência usando um índice semi-quantitativa que lhe atribuídos três níveis para a quantidade de provas, a extensão da replicação e proteção de preconceitos [9], [10]. N
menor foi a soma de
AA
homozigotos em casos e controles, e f
menor foi o
A
freqüência do alelo no controle. Categoria A do montante necessário um tamanho de amostra mais de 1.000 no grupo genética comum menos de interesse; B corresponde a um tamanho de amostra de 100-1.000, e C corresponde a um tamanho de amostra de 100. Qualquer uma das seguintes situações correspondeu à categoria C da replicação: nenhuma associação, nenhuma replicação independente, ou elevada heterogeneidade (
I
2 Art 50%). RUP nominais (0.87-1.15) e viés significativo detectados pelo teste Harbord correspondeu à categoria C do viés. Viés de dados contendo menos de três conjuntos de dados foi considerado como categoria B porque não houve viés óbvio em definição do fenótipo, genótipo, ou estratificação população de acordo com o documento original, mas o teste Harbord não pôde ser realizada devido à escassez de dados conjuntos.
resultados
em março de 2012, houve um total de 47 estudos de caso-controle que incluiu 18.194 casos e 20.207 controles em 16 tipos de cânceres. análise combinada dos extraídos 59 conjuntos de dados mostrou heterogeneidade significativa (
Q
= 177,76,
P Art 0,00001,
I
2
= 67%) entre os estudos ( tabela 2, Figura S2). Uma análise de meta-regressão foi, assim, realizada para identificar a fonte de heterogeneidade, e três tipos de co-variáveis foram introduzidas, incluindo o tipo de câncer, etnia e fonte de controles (Tabela 3). análise-meta regressão revelou que quando a fonte de controles foi introduzido em combinação com o tipo de cancro, toda a heterogeneidade pode ser modificada no
-160A
transportadoras (
CA
,
I
2
= 28%, ajustado
R
2
= 100%,
P
= 0,003;
CA + AA
,
I
2
= 33%, ajustado
R
2
= 100%,
P
= 0,0003). A combinação de etnia com qualquer tipo de câncer ou fonte de controles representaram principalmente para a heterogeneidade no
AA
homozigoto (etnia e câncer tipo,
I
2
= 46%, ajustado
R
2
= 59%,
P
= 0,02; etnia, tipo de câncer e fonte de controle,
I
2
= 45%, ajustado
R
2
= 63%,
P
= 0,07). Além disso, foi realizada análise de subgrupos de acordo com as co-variáveis identificadas (Tabela 2).
O teste Harbord foi usado para detectar o viés de publicação de dados contendo mais de três conjuntos de dados e indicou publicação negligenciável viés (
P Art 0,05) na maioria dos dados, exceto em
-160A
portadores de próstata e câncer uroteliais e
CA
heterozigotos de câncer urotelial (Tabela 4 ). análise de sensibilidade unidirecional, que foi realizado através da remoção de um conjunto de dados de cada vez, foi realizado para confirmar a estabilidade do estimado ou (Figura 1). Como mostrado na Tabela 5, quando as diretrizes Veneza foram aplicados, a evidência cumulativa para todos os tipos de câncer foi considerado ‘. Fraco “Informações detalhadas sobre a avaliação de cada tipo de câncer está resumida na Tabela S3.
A odds ratio agrupados (OR) e intervalos de confiança de 95% (IC) da
-160A
portadores do alelo são avaliadas por comparação com o
genótipo CC, omitindo cada conjunto de dados em cada tipo de cancro ( a partir de março de 2012). As RUP agrupados são calculados com um modelo de efeitos aleatórios. Os números no
X-
eixo referem-se aos estudos extraídos. 22a, Suécia; 22b, República Checa; 24a, Familial; 24b, esporádica; 26a, a fase 1; 26b, a Fase 2; 41a, Beijing; 41b, Linqu; 51a, Canadá; 51b, Alemanha; 51c, Portugal; total no conjunto de dados omitidos.
Em comparação com nosso estudo anterior [3], a prova em sete novos tipos de cancro foi relatada, incluindo pâncreas [11], nasofaringe [12], endometrial [ ,,,0],13], do colo do útero [13], do ovário [14], oral [15], fígado [16], e da tiróide [17] cancros e linfoma [18]. Não houve alteração relativa evidências sobre pulmão [19] e do esôfago [20], [21] cânceres.
Breast Cancer
Um estudo adicional [13] foi adicionado em estudos de câncer de mama anteriores [ ,,,0],22], [23], o que levou a um total de 1.142 casos e controlos 1.063. O
-160A
operadoras ainda não foram mais suscetíveis ao câncer de mama (OR = 1,14, IC 95% = 0,96-1,36), com um modelo de efeitos fixos, e nenhuma heterogeneidade (
Q
= 0,61,
P
= 0,89,
I
2
= 0%) foi detectada entre esses conjuntos de dados
colorectal Cancer
Seis novos. conjuntos de dados de quatro estudos [13], [24] – [26] foram adicionados aos dados anteriores [21], [27], [28], que incluiu 7.117 casos e 7.157 controles completamente. Usando um modelo de efeitos aleatórios, o
-160A
transportadoras não eram mais suscetíveis a câncer colorretal em comparação com todos os genótipos (OR = 0,95, 95% CI = 0,85-1,05) e a heterogeneidade entre os sete conjuntos de dados foi moderada (
Q
= 12,09,
P
= 0,15,
I
2
= 34%). Em seguida, foi realizada uma análise de subgrupo estratificado por fonte de controles ou etnia, ea fonte de heterogeneidade foi identificado no subgrupo controle livre do câncer colorretal quando foi dividido pela fonte de controles (
Q
= 4,82,
P
= 0,09,
I
2
= 59%) e no subgrupo Europeu quando foi dividido por etnia (
Q
= 9,31,
P
= 0,16,
I
2
= 36%). A heterogeneidade pode ser atribuída a um conjunto de dados de Grunhage et ai. [24], em que a associação foi investigado entre o
-160C /A
polimorfismo e cancro colorectal familial. Após a exclusão deste conjunto de dados, a heterogeneidade foi efetivamente diminuiu para “baixo” (
Q
= 8,64,
P
= 0,28,
I
2
= 19% ), eo pool ou estimado no modelo de efeito fixo foi de 0,93 (IC 95% = 0,87-0,99,
P
= 0,03). A estimativa OU do
-160AA
homozigoto em europeus foi de 0,85 (IC 95% = 0,74-0,99, P = 0,03), com baixa heterogeneidade (
Q
= 6,35,
P
= 0,39,
I
2
= 5%), indicando que desempenharam papéis de protecção no cancro colo-rectal.
Prostate cancer
Dois estudos adicionais [ ,,,0],29], [30] foram adicionados a estudos de cancro da próstata anteriores [31] – [38], resultando num total de 3.570 casos e controlos 3.304. A distribuição dos genótipos nos controles de dois estudos [31], [32] foi significativamente desviado Hardy-Weinberg (
P Art 0,05). Depois de excluir esses conjuntos de dados, o pool ou estimada em
-160A
operadoras foi de 1,33 (IC 95% = 1,18-1,50), indicando a mesma predisposição ao câncer de próstata como antes excluindo esses conjuntos de dados (OR = 1,24, 95% IC = 1,13-1,37). Para esclarecer as possíveis fontes de heterogeneidade significativa entre estes conjuntos de dados (
Q
= 26,18,
P
= 0,002,
I
2
= 66%), nós realizada uma análise de subgrupo de acordo com a fonte de controles e etnia, respectivamente. Estratificação por fonte de controles efetivamente diminuiu a heterogeneidade (
I
2
saudável = 0%,
I
2
saudáveis pareados = 0%,
I
2
hiperplasia prostática benigna saudável e = 0%); no entanto, esta redução pode também ser devido a uma redução na energia para o Q-teste. Quando estratificado por etnia, o
-160A
alelo foi revelado para ser um fator de risco dependente da etnia para câncer de próstata. OR estimados usando o modelo de efeitos aleatórios foram superiores a 1,0 para ambos os asiáticos (OR = 1,56, IC 95% = 1,16-2,08) e europeus (OR = 1,25, 95% CI = 1,02-1,55), enquanto nenhuma relação foi encontrada entre
-160A
alelo e a progressão do câncer de próstata em norte-americanos (OR = 1,10, 95% CI = 0.86-1.41).
câncer gástrico
Oito conjuntos de dados de sete estudos [13], [39] – [44] foram incluídos no nosso relatório anterior [20], [45] – [52], e havia 3.453 pacientes e 4.775 controles completamente. A exclusão de dois estudos [20], [45], em que a distribuição significativamente desviado Hardy-Weinberg genótipo, não revelou nenhuma predisposição do
-160A
alelo para câncer gástrico (OR = 1,05, 95% CI = 0,95-1,16). A heterogeneidade entre estes conjuntos de dados foi moderada (
Q
= 33,44,
P
= 0,01,
I
2
= 46%), e estratificação por etnia explicou o fonte de heterogeneidade. Esta estratificação mostrou que a heterogeneidade no subgrupo Europeu foi significativa (
Q
= 13,29,
P
= 0,02,
I
2
= 62%). Este achado pode ser atribuído principalmente ao conjunto de dados do Humar et al. [50], em que difundem cancro gástrico foi investigada. Como uma forma histológicas especiais de câncer gástrico, câncer gástrico difuso foi mais prevalente nos grupos etários mais jovens. A heterogeneidade foi efetivamente removido após a exclusão deste conjunto de dados (
Q
= 6,49,
P
= 0,17,
I
2
= 38%), como esperado. O OR estimado para o
-160A
operadoras foi de 1,03 (IC 95% = 0,90-1,18) em conjuntos de dados agrupados, 0,93 (IC 95% = 0,80-1,08) em asiáticos, CI 1,20 (95% = 0.91- 1,58) nos europeus, e 1,53 (IC 95% = 0,99-2,36) em outros. A associação de
-160A
portadores do alelo com a progressão do câncer gástrico em europeus desapareceram, e as relações entre o
-160A
alelo e câncer gástrico não era detectável.
urotelial Cancer
Cinco estudos [53] – [57], incluindo dois relatórios atualizados [54], [57], detectou o
-160C /a
polimorfismo em pacientes com câncer uroteliais, que envolveu 1.064 casos e 1.124 controles. No geral, a meta-análise mostrou que as
-160A
operadoras tiveram um risco significativamente aumentado de desenvolver câncer urotelial (OR = 1,70, 95% CI = 1,11-2,61) e heterogeneidade significativa foi encontrada entre os cinco estudos (
Q
= 20,37,
P
= 0,0004,
I
2
= 80%). Na verdade, a distribuição de genótipos de dois estudos [53], [54] significativamente desviado do equilíbrio de Hardy-Weinberg. Exclusão destes conjuntos de dados reduziu com sucesso a heterogeneidade (
Q
= 0,87,
P
= 0,65,
I
2
= 0%), eo pool ou calculado no modelo de efeitos fixos não está assinalada predisposição em
-160A
transportadoras (OR = 1,18, IC 95% = 0,98-1,43). No entanto, as RUP estimado em
AA
homozigotos (OR = 1,64, 95% CI = 1,05-2,56) ainda revelou um maior risco para o desenvolvimento de câncer urotelial e heterogeneidade entre os estudos foi baixa (
Q
= 2.55,
P
= 0,28,
I
2
= 22%).
outros cancros
os estudos de investigou a associação entre
-160A
operadoras e pulmão [19] (OR = 2,81, 95% CI = 1,36-5,83,
P
= 0,0005), nasofaringe [12] (OR = 2,02, 95% CI = 1,20-3,41,
P
= 0,0008), tireóide [17] (OR = 2,35, 95% CI = 1,39-3,99,
P
= 0,0001), endometrial [13] ( OR = 1,93, 95% CI = 1,19-3,14,
P
= 0,0008), oral [15] (OR = 0,57, 95% CI = 0,41-0,80,
P
= 0,0001) , pâncreas [11] (OR = 1,62, 95% CI = 2,63,
P
= 0,05), fígado [16] (OR = 0,85, 95% CI = 0,56-1,29,
P
= 0,44), cervical [13] (OR = 1,22, 95% CI = 0,77-1,95,
P
= 0,39) e de ovário [14] (OR = 0,93, 95% CI = 0,63-1,37 ,
P
= 0,71) câncer e linfoma [18] (OR = 0,91, 95% CI = 0,51-1,60,
P
= 0,74). O número exato de casos e controles através de conjuntos de dados para cada tipo de câncer é mostrada na Tabela 1. A estimativa OU indicou que o
-160A
alelo do
E-caderina
gene proporcionou um risco mais elevado para o desenvolvimento do pulmão, nasofaringe, tiróide, endometrial e câncer oral, mas a credibilidade dessas associações foi considerado “fraco” após a aplicação das orientações intercalares Veneza [9]. Devido à importância do
-160C /A
polimorfismo em cancros humanos, muito mais dados serão fornecidos no futuro para aumentar o poder de estatística nestes tipos de câncer.
Discussão
a meta-análise realizada neste trabalho indicou que o
-160AA
homozigoto predisposto seus portadores a urotelial câncer. Portadores do
-160A
alelo tiveram um risco aumentado de câncer de próstata. A susceptibilidade dependente da etnia de
-160A
portadores de câncer gástrico [3] desapareceram com a inclusão de evidência atualizada, enquanto a susceptibilidade foi demonstrada em câncer de próstata. A credibilidade dos estudos individuais que investigaram a associação do
-160A
alelo com pulmão, nasofaringe, pâncreas, tireóide, endometrial e câncer oral foi considerado “fraco”, o que exige uma verificação posterior. Não foram encontradas evidências de que o
-160A
alelo predisposto seus portadores de mama, colorretal, de esôfago, ginecológica, gástrico, ou cancro do fígado ou linfoma.
A meta-análise, que não é mantido , podem se tornar desatualizadas ou enganosa. Viés e maior heterogeneidade surgiu por causa de uma maior inclusão de novos elementos de prova, o que sugere a necessidade de mais estudos a respeito do
-160C /A
polimorfismo eo risco de câncer, especialmente aqueles com a seleção rigorosa de caso e controle amostras ea relatórios de mais estudos com um grande tamanho da amostra e resultados negativos. Além de viés de publicação, que é popular em meta-análises, mecanismos diferentes pode levar a assimetria nas parcelas de funil, incluindo verdadeira heterogeneidade resultante do desenho do estudo indevida [58].
Os estudos caso-controle autores combinados, que são relativamente mais prático e barato do que os estudos prospectivos de coorte na investigação das relações entre os fatores suspeitos de risco e doenças, especialmente aqueles com baixa incidência, como o cancro. No entanto, a preocupação crucial na concepção de estudos de caso-controle é a escolha de amostras de casos e controles, especialmente uma população controle adequado, tendo em conta os critérios de diagnóstico explícitos para cânceres. controles ideal deve ser um grupo geral de pessoas sem a doença de interesse, a partir do qual os casos qualificados surgem uma vez diagnosticada. Este grupo geral não exclui aqueles com outros tipos de doença, enquanto nenhuma relação deve ser esperado entre o estado saudável do controle e da investigado “fator de risco”, porque a correlação pode exagerar ou subestimar a estimativa geral OR [59].
Controles selecionados em estudos que investigaram a associação entre o
-160C /Um polimorfismo eo risco de câncer de próstata
poderia ser dividido em saudável [30], [32], saudável combinado [31], [33] , [35], [38], hiperplasia benigna da próstata [29], a hiperplasia prostática benigna e saudável [34], [37] e a hiperplasia benigna da próstata ou outros [36]. análise subsequente subgrupo estratificada por controlos em conjuntos de dados de cancro da próstata homogeneidade indicada em cada estrato, indicando que a variância entre os estudos no subgrupo resultou da próstata a partir de diferentes controlos. No entanto, também deve notar-se que a heterogeneidade reduzida pode também resultar de uma redução da potência para o Q-teste por causa do pequeno tamanho da amostra, em alguns subgrupos.
Além disso, uma questão surgiu devido à baixa expressão nível de e-caderina em hiperplasia prostática benigna [60], [61] e as doenças uroteliais [62], [63], que também poderia ter resultado da
-160A
polimorfismo na região promotora de
E-caderina. Se a relação entre o
-160C /A
polimorfismo do
E-caderina
e hiperplasia benigna da próstata e outras doenças uroteliais não poderia ser excluída, a seleção de pacientes com estas doenças como controles não pode ser adequado. Testamos de Hardy-Weinberg no local do polimorfismo nas amostras de controlo, e o desvio pode ser um sintoma de doença associação [64]. No entanto, não havia garantia de que, após equilíbrio de Hardy-Weinberg excluída uma relação entre a distribuição dos alelos e doenças susceptíveis [65].
Desvio de Hardy-Weinberg em uma amostra aleatória pode ser devido à endogamia, a estratificação da população, ou selecção, e podem ser indicativos de ensaios problemáticos [64], [65]. Heterogeneidade em provas sobre câncer urotelial foi reduzido com sucesso a zero após a exclusão de estudos que significativamente desviaram Hardy-Weinberg, o que pode indicar uma escolha inadequada de amostras de controlo nesses estudos. Observamos que o estimado ou qualitativamente alterado com ou sem excluir os estudos em
-160A
operadoras, embora tenha sido mantida em
AA
homozigotos. Pode não ser necessário considerar desvio de Hardy-Weinberg em pacientes, ao mesmo tempo que deve ser um pré-requisito para o controle ou amostras aleatórias para estar em equilíbrio de Hardy-Weinberg.
O teste Harbord detectado viés de publicação significativa em
-160A
portadores de câncer urotelial. No entanto, excluindo dois conjuntos de dados [53], [54], que desviou de Hardy-Weinberg efetivamente removido não só a heterogeneidade significativa, mas também o viés de publicação (
P
= 0,166). Além disso, um número estimado em pool ou não indicaram qualquer predisposição em
-160A
transportadoras (OR = 1,18, IC 95% = 0,98-1,43). viés de publicação significativa também foi detectado em
-160A
transportadoras com câncer de próstata pelo teste Harbord, indicando “efeitos de pequeno estudo ‘nos dados. Pequenos estudos são sistematicamente tendencioso em direção a uma maior associação, o que pode, quer devido a sua qualidade metodológica pobre ou sua escolha tendenciosa dos grupos de alto risco [8]. Mais estudos são necessários para resolver adequadamente o viés dos dados existentes a respeito
-160A
operadoras e câncer de próstata, especialmente estudos com um grande tamanho da amostra e resultados negativos.
Notamos que excluindo o conjunto de dados de Grunhage et ai. [24] a partir dos dados relativos câncer colorretal reduziu sua heterogeneidade moderada a baixa, e os OR estimados totais foram quantitativamente alterada. O conjunto de dados excluídos investigou a associação entre o
-160C /A
polimorfismo e cancro colorectal familial, que é um tipo específico de câncer respondendo por aproximadamente 20% do cancro colo-rectal. O forte história familiar sugeriu factores de susceptibilidade herdados adicionais que estão ainda a ser definidos [24]. A diferença inerente entre cancro colorectal familial e esporádica pode levar a estratificação das amostras de casos; No entanto, uma análise mais aprofundada subgrupo estratificado por estes tipos não era aplicável devido à indisponibilidade do tipo exato de cada caso a partir dos dados originais.
Em resumo, a análise combinada desses estudos de caso-controle indicou que
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do
e-caderina
gene é um alelo de susceptibilidade do tumor para o desenvolvimento de cancros uroteliais e da próstata; no entanto, esta conclusão é baseada em resultados não ajustados, e mais estudos são necessários.
AA
portadores homozigotos são em maior risco para o desenvolvimento de câncer de próstata e câncer uroteliais. A associação entre o
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alelo e pulmão, nasofaringe, tiróide, endometrial e câncer oral indicado por estudos individuais precisa de maior validação.
Informações de Apoio
Figura S1.
O diagrama de fluxo para o processo de avaliação e os resultados de inclusão e exclusão.
doi: 10.1371 /journal.pone.0040219.s001
(TIF)
Figura S2.
Meta-análise de
-160A
associação com quatorze tipos de cânceres (em Março de 2012). odds ratio (OR) e intervalos de confiança de 95% (IC) são exibidos em uma escala logarítmica. Eventos eo total representam o número de
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portadores do alelo e todos os genótipos, respectivamente
doi:. 10.1371 /journal.pone.0040219.s002
(TIF)
Tabela S1.
Características dos 47 estudos de caso-controle incluídos nesta meta-análise.
doi: 10.1371 /journal.pone.0040219.s003
(DOC)
Tabela S2.
Distribuição de três genótipos no
E-caderina -160C /A
sítio polimórfico entre as amostras de estudo e controle de 47 estudos de caso-controle nesta meta-análise.
doi: 10.1371 /journal.pone.0040219.s004
(DOC)
Tabela S3.
informações detalhadas sobre a avaliação de provas em cada tipo de câncer.
doi: 10.1371 /journal.pone.0040219.s005
(DOC)