Abstract

Fundo

Os pesquisadores forneceram evidências de que a disfunção dos telômeros desempenhar um papel importante no desenvolvimento do câncer . MNS16A é um conjunto polimórfico repete minisatellite da telomerase humana (hTERT) gene que influencia a atividade do promotor de hTERT e, portanto, implica a se relacionar com o risco de várias doenças malignas. No entanto, os resultados de associação entre MNS16A eo risco de câncer permanecem controversos. Nós, portanto, realizar uma meta-análise para derivar uma estimativa mais precisa da associação entre MNS16A eo risco de câncer.

Métodos

Uma busca sistemática da literatura foi realizada através de pesquisa PubMed, ISI Web of Knowledge, Human genoma e Epidemiologia Rede Navigator e Google Scholar banco de dados digital para publicações sobre associações entre MNS16A eo risco de câncer. Variantes com associações estatisticamente significativas por meta-análise foram avaliados utilizando critérios Veneza.

Resultados | Artigos

10 de caso-controle, frequentados por 6101 casos e 10521 controles foram trazidos para a nossa meta-análise. As relações eram fortes credibilidade epidemiológica na população com câncer de mama e câncer cerebral (

P Compra de heterogeneidade 0,1). A análise cumulativa, a fim cronológica sugeriu uma clara tendência para uma associação significativa com amostras de estudo adicionais.

Conclusões

Os resultados forneceram uma representação mais precisa do papel do MNS16A no cancro cerebral e câncer de mama susceptibilidade. maiores estudos adicionais foram necessários para validar nossas descobertas

Citation:. Xia X, Rui R, S Quan, Zhong R, Zou L, Lou J, et al. (2013) MNS16A Tandem Repeats minissatélite de Gene telomerase humana e Risco de Câncer: uma meta-análise. PLoS ONE 8 (8): e73367. doi: 10.1371 /journal.pone.0073367

editor: Balraj Mittal, Sanjay Gandhi Medical Institute, Índia |

Recebido: 29 de novembro de 2012; Aceito: 23 de julho de 2013; Publicação: 22 de agosto de 2013

Direitos de autor: © 2013 Xia 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:. Os autores não têm apoio ou financiamento para relatar

Conflito de interesses:. os autores declararam que não existem interesses conflitantes

Introdução

os telômeros (a estrutura do DNA-proteína distinta no. extremidade distai dos cromossomas eucarióticos) são cruciais para a estabilidade genómica [1] – [5]. As células somáticas têm um encurtamento dos telómeros progressiva depois de cada divisão celular, no entanto, os telómeros atingir um comprimento curto crítica e perder a função de nivelamento na fase de senescência de células de tumor imortais. extremidades cromossômicas não niveladas, então, desencadear respostas DNA-danos semelhantes [6], [7]. As expressões de telomerase pode impedir a perda de telómeros [8] – [10]. telomerase humana transcriptase reversa (hTERT) como constituinte essencial da telomerase, é altamente expresso em essencialmente todas as células de tumor imortais, mas é restrito em tecidos normais, levando os investigadores a Considerate hTERT como um papel crítico com susceptibilidade ao cancro [11] – [13] . MNS16A, um polimórficas em repetições em tandem minisatellite a jusante do gene hTERT, foi relatada pela primeira vez de afectar a actividade do promotor em linhas celulares de cancro do pulmão [14]. As variantes que contêm repetições curtas em tandem (S alelos) têm atividade do promotor mais forte do que repete longos (L alelos), indicando o número de repetições em tandem associadas ao risco de câncer de pulmão. Subsequentemente, vários tumores malignos, tais como na doença cerebral [15], [16], do pulmão [17], [18], da mama [19], [20], colorrectal [21], da nasofaringe [22], o cancro da próstata [23] e um meta-análise [24] tinha investigado MNS16A na etiologia do câncer, mas com resultados inconsistentes. Considerando o importante papel da MNS16A na actividade promotora do gene hTERT, nós, portanto, realizar uma meta-análise sobre artigos elegíveis para estimar associação de MNS16A com o risco de câncer.

Materiais e Métodos

Estratégia de busca, critérios de elegibilidade e

extração de dados

Todos os metodologia foi baseada nas diretrizes propostas pela Rede Genoma Humano Epidemiologia (HuGENet) [25] e os itens de relatório preferido para revisões sistemáticas e meta-análises (PRISMA) [26] para sistemática revisão de estudos de associação genética. Uma revisão sistemática de publicações originais que analisam a associação entre MNS16A eo risco de câncer foi realizada através de pesquisa PubMed, ISI Web of Knowledge e banco de dados Google Scholar e antes fevereiro de 2013, sem restrição de idioma. A estratégia de palavras-chave foram: ( “Neoplasias” [malha] OU “Carcinoma” [malha]) AND ( “A telomerase” [malha] OU hTERT) E MNS16A. Além disso, nós analisamos o Genoma Humano e Epidemiologia Rede Navigator, bem como as referências listas de estudos-chave e comentários para publicações adicionais [27]. Em seguida, realizou os seguintes critérios para a seleção da literatura: (a) artigos de caso-controle pertinentes originais foram incluídos neste trabalho; (B) artigos que tratam de associação entre MNS16A e cancros em seres humanos estavam disponíveis; (C) os artigos que forneceram dados suficientes para calcular RUP e intervalos de confiança de 95% (IC) foram considerados elegíveis. As informações foram extraídos independentemente por dois investigadores (Rui e Zou) para assegurar a homogeneidade da recolha de dados e para descartar efeito subjetividade na coleta de dados e de entrada. Os dados a seguir devem ser observados: o nome do primeiro autor, ano de publicação, local onde foi realizado o estudo, etnia, período de estudo, a média de idade de caso e controle, população de origem, tipo de câncer, tamanho da amostra, as contagens de variantes em ambos os casos e controles. Para os estudos que investigam mais de um tipo de câncer, os dados foram extraídos estudo separadamente como independente [15], [16].

A análise estatística

Meta-análise.

Para análise estatística, o número de repetições em tandem foi classificada como curta (S) ou (L) alelos longos (LS sistema de classificação): alelos S, 213bp, 240bp, 243bp, 271bp, 272bp, 274bp; L alelos, 299bp, 302bp, 331bp, 333bp, 364bp, freqüentemente aplicado na literatura. Com base em classificação, genótipos MNS16A foram atribuídos a SS, LS ou grupos de genótipos LL. RUP e ICs de 95% foram recalculados e avaliados em modelos de genes com base em comparações de comprimento MNS16A (alelo S contra L alelo): a co modelo genético dominante (SS contra LL; LS contra LL), um modelo genético dominante (SS + LS contra LL ) e um modelo recessivo (SS contra LS + LL). Para explorar em profundidade de diferentes comprimentos de MNS16A sob grupo alelo S, classificamos o alelo 271bp, 272bp e 274bp como alelos médios (M alelos) e 213bp, 240bp e 243bp alelos ainda como alelos S (sistema de classificação LMS) descritos por Jin et al [18].

análise de sensibilidade e entre-estudo heterogeneidade.

entre-estudo heterogeneidade foi avaliada pela

χ2-

base de Cochran

Q

teste estatístico e

I

2

métrica [28]. A heterogeneidade foi considerado significativo em

P Art 0,1 para o

Q

estatística (para avaliar se variância observado exceder variância esperada). E para o

I

2

métrica (

I

2

= 100% x (

Q Restaurant –

df

) /

Q

), foram utilizados os seguintes pontos de corte:

I

2

= 0-25%, sem heterogeneidade;

I

2

= 25-50%, a heterogeneidade moderada;

I

2

= 50-75%, grande heterogeneidade;

I

2

= 75-100%, extrema heterogeneidade. A importância das RUP combinados foi determinada por meio do teste do

Z

(

P Art 0,05 foi considerado estatisticamente significativo). O modelo de efeito aleatório DerSimonian e Laird [29] foi usado para calcular RUP reunidas e ICs de 95% de acordo com a sua heterogeneidade, caso contrário, foi aplicado um modelo de efeitos fixos (o método de Mantel-Haenszel). A análise estratificada foi realizada por dois grupos etnicidade, a fim de investigar a hipótese de mecanismos genéticos específicos do etnicidade no desenvolvimento de MNS16A. RUP sumárias e IC 95% também foram calculados após a estratificação por tipo de câncer. Além disso, a análise de sensibilidade foi realizada consecutivamente, omitindo a cada artigo da meta-análise por sua vez, para determinar a influência de cada estudo sobre a estimativa geral [30]. Cumulativo meta-análise foi realizada através de uma variedade de todos os estudos de câncer elegíveis, nos anos de publicação. Finalmente, o viés de publicação foi avaliada pelo teste de Begg e teste de Egger para detectar o efeito pequeno estudo [31]. Todas as análises estatísticas foram realizadas com o software STATA (versão 10.1), e um 2-sided

valor P

inferior a 0,05 foi considerado significativo, exceto para

Q

teste para heterogeneidade, para o qual um menos de 0,1 nível de significância estatística foi aplicado.

Estimando a credibilidade das associações estatisticamente significativas.

Cada variante com associações estatisticamente significativas por meta-análise foram avaliados com base do Genoma Humano Epidemiologia rede critérios de Veneza. Credibilidade foi definido como “forte”, “moderado” ou “fraco” com base em classes A, B, ou C, em três categorias: 1) quantidade de provas; 2) replicação; e 3) a proteção de preconceitos. Quantidade de provas foi avaliada pelo tamanho do alelo de teste entre os casos e controles na meta-análise (n

minor): grau A, B, C requer n

minor 1000, 100 ≤ n

menor ≤ 1000, n

minor 100. Replicação foi classificada pela estatística heterogeneidade: graus A, B, e C foram designados por

eu

2

menos de 25%, 25-50%, e superior a 50%, respectivamente. Avaliação de proteção contra polarização foi classificada como grau A se não houvesse viés observável, de grau B se viés poderia estar presente, ou grau C se viés havia provas (a presença de um resumo RUP menos de 1,15 ou perda de significância estatística após excluindo o estudo inicial) [32].

resultados

Assuntos características

Depois de busca abrangente de 71 artigos, identificamos 10 publicações relevantes, incluindo 6101 casos e 10521 controles de 13 estudos para avaliar a associação entre MNS16A eo risco de câncer (Figura 1): 2 estudos voltados para glioblastoma [15], [16], 2 estudos focados em glioma [15], [16], 3 estudos focados em câncer de pulmão não-pequenas células [ ,,,0],14], [17], [18], 2 estudos voltados para o cancro da mama [19], [20] e cada um era um para meningioma [15], carcinoma colorectal [21], carcinoma nasofaríngeo [22] e câncer de próstata [23 ] (Tabela 1). Todos os estudos foram estudos de caso-controle, das quais a mais pesquisada foi câncer no cérebro (6451 indivíduos; 38,81%). Entre estes, 9 estudos foram conduzidos em caucasianos (10400 sujeitos; 62,57%) e 4 em asiáticos (6222 indivíduos; 37,43%).

Os resultados da meta-análise

Como mostrado na Tabela 2, todos os estudos foram agrupados em uma meta-análise, e ao aumento da associação entre MNS16A eo risco de câncer foram encontrados para todos os modelos genotípicas. As análises efeito aleatório modelo pooling rendeu RUP globais de 1,15 (IC 95% = 1,03-1,28;

P Compra de heterogeneidade = 0,102,

I

2

= 35,0%) para o genótipo LS contra LL genótipo e 1,17 (IC 95% = 1,05-1,31;

P Compra de heterogeneidade = 0,064,

I

2

= 40,5%) para o modelo dominante. No modelo de efeitos fixos, RUP globais foram de 1,32 (IC 95% = 1,14-1,53;

P Compra de heterogeneidade = 0,337,

I

2

= 10,8%) para o genótipo SS contra LL genótipo, e 1,23 (IC 95% = 1,07-1,41;

P Compra de heterogeneidade = 0,307,

I

2

= 13,7%) para o modelo recessivo

Posteriormente, categorizou os dados na classificação LMS descritos por Jin et al. para explorar em profundidade o efeito de MNS16A S alelo (alelo curto) e M alelo (o alelo meio) com o risco de câncer. Como mostrado na Tabela 2, 8 estudos foram classificados durante sistema de classificação LMS. Todos os modelos genéticos revelaram que S alelo apresentou um grande risco de câncer de M alelo e 95% CIs foram nas proximidades estatisticamente significativa.

A análise estratificada

A análise estratificada foi realizada por dois grupos de etnia a fim de investigar a hipótese de mecanismos genéticos asiáticos e caucasianos no desenvolvimento de MNS16A. (Tabela 3). Nenhuma evidência de heterogeneidade foi revelado na população caucasiana (

P Compra de heterogeneidade 0,1), e todos os modelos genéticos apresentou um aumento significativo do risco de câncer, com RUP de 1,16 (IC 95% = 1,05-1,28), 1,33 (IC 95% = 1,15-1,54), 1,19 (IC 95% = 1,09-1,31), e (IC 95% = 1,07-1,42) 1,23 para LS contra LL genótipo SS contra LL genótipo, modelo dominante, e modelo recessivo, respectivamente. No entanto, todos os modelos genéticos não apresentaram diferenças estatísticas de risco de câncer entre a população asiática (Figura 2).

Em seguida, avaliamos a fonte de heterogeneidade por tipo de câncer (Tabela 3). Com base nos cinco estudos do cancro cerebral, não houve heterogeneidade para todos os modelos genéticos

(P

para heterogeneidade 0,1). Pacientes com MNS16A-S alelo teve uma associação estatisticamente significativa com o risco de câncer cerebral: com RUP de 1,42 (IC 95% = 1,19-1,70), 1,22 (IC 95% = 1,09-1,37), 1,32 (IC 95% = 1,11-1,56 ) para SS contra LL genótipo, dominante e modelo recessivo (

P Compra de heterogeneidade 0,1). Para o câncer de mama, os pacientes transportados com o genótipo LS teve maior risco do que genótipo SS, que RUP e 95% CI foram 1,52 (1,19-1,94) e 1,46 (1,16-1,84) para LS contra LL genótipo e modelos dominantes. No entanto, não houve associação significativa foi observada em pacientes com câncer de pulmão (Figura 3).

meta-análise cumulativa

cumulativos meta-análises de MNS16A foram realizadas através de uma variedade de estudos em ordem cronológica. A Figura 4 mostra os resultados da meta-análises cumulativas no modelo de efeitos fixos. O efeito da MNS16A tendia a mostrar uma associação significativa ao longo do tempo em todos os modelos genéticos. Além disso, os IC 95% tornaram-se cada vez mais estreita com o aumento de dados, sugerindo que a precisão das estimativas foi progressivamente impulsionada pela adição contínua de mais estudos.

Análise de sensibilidade

Uma vez que a heterogeneidade moderada observados sob o modelo genotípica de LS contra LL e modelos dominantes, foi realizada uma meta-análise de sensibilidade para avaliar os efeitos de cada estudo sobre as RUP combinados e ICs de 95%. Um modelo de efeito aleatório foi utilizado desde a heterogeneidade foi indicado. A análise de sensibilidade indicado o estudo independente contribuindo o mais heterogeneidade foi conduzido por Zhang et ai. A heterogeneidade foi completamente reduzida pela exclusão desse estudo: sob o modelo genotípica de LS contra LL, RUP = 1,15 (IC 95% = 1,03-1,28,

P Compra de heterogeneidade = 0,102,

I

2

= 35,0%) e RUP = 1,20 (IC 95% = 1,10-1,31,

P Compra de heterogeneidade = 0,656,

I

2

= 0,00%) antes de e após a remoção, respectivamente. Omissão de estudos por Andersson et al. mudou as RUP agrupados fracionada (Tabela 4).

O viés de publicação

Como refletido por qualquer visualização do gráfico de funil ou Egger de e teste de Begg, não havia nenhuma indicação de viés de publicação no modelos genotípicas de LS contra LL, SS contra LL, dominante, e modelo recessivo (

P

= 0,482,

P

= 0,537,

P

= 0,551, e

P

= 0,745, respectivamente), indicando os resultados foram estatisticamente robusta.

a classificação das associações

com base nas diretrizes anteriormente propostos e aplicar os critérios de Veneza, a quantidade de evidência foi categorizados como A, desde o seu n

menor é acima de 1.000 (n

minor = 2,558); replicação foi atribuído à categoria B, porque a quantidade de heterogeneidade entre os estudos (

I

2

= 40,5%); e proteção contra viés foi classificado como categoria B, devido à presença das RUP sumárias menos de 1,15, que pode ser facilmente dissipada até mesmo por relativamente pequenos desvios em uma meta-análise dos dados publicados. A avaliação global da associação entre MNS16A eo risco de câncer foram evidência cumulativa moderada (ABB). Após estratificação por etnia, a meta-análise consistentemente mostrou um risco significativo de câncer associação na população caucasiana e foi atribuído um forte credibilidade epidemiológica global (AAA). população asiática carecia de resultados estatisticamente significativos e foi colocado à prova fraco. Além disso, a forte credibilidade epidemiológica (AAA) foi também observada para a associação entre MNS16A com câncer cerebral e câncer de mama (Tabela 5).

A comparação com publicado anteriormente meta-análises

uma meta-análise que sobre todos os polimorfismos hTERT loco com susceptibilidade ao câncer, Simone et al. investigado que MNS16A S alelo foi estatisticamente associada com aumento do risco de tumores do sistema nervoso central (SNC). Em comparação, a nossa meta-análise adicionou mais publicações a considerar associação de MNS16A com todo o tipo disponível de câncer; analisaram dados em sistema de classificação MNS16A diferente (LS e sistema de classificação LMS); estratificadas etnia e câncer tipos para futuras pesquisas.

Discussão

Uma série de estudos de associação de genoma ampla bem desenhados (GWAS) tinha implicado variantes no locus de hTERT a ser significativamente associada com quase todos os tumores malignos [ ,,,0],33]. MNS16A, um 23 pb (ou 26 pb) sequência de repetição em tandem (TCCTCTTAT (gato) CTCCCAGTCTC) na região promotora putativa do transcrito ARN anti-sentido, foi relatada pela primeira vez para aumentar a expressão de ARNm da hTERT em tecidos de cancro do pulmão. No presente estudo, foi realizada uma meta-análise de 10 artigos publicados anteriormente que compreende 6101 casos e 10521 controles referentes à associação dos MNS16A com o risco de câncer. Embora todos os modelos genéticos de MNS16A mostrou uma associação moderada ao risco de câncer, o efeito poderia muito bem ser impulsionada pelo efeito sobre o câncer cerebral. Então, nós estratificada tipos de câncer e encontrou pacientes com câncer e câncer de mama cerebrais mostraram forte evidência cumulativa para as associações, mas o câncer de pulmão não estava. Além disso, etnia também foi estratificada neste trabalho. população caucasiana apresentou um aumento significativo da relação com o risco de câncer, enquanto que os asiáticos não. A variação de efeito entre os caucasianos e asiáticos pode ser contribuir para que se aproximam de 70% eram caucasianos cancro cerebral, enquanto que de modo semelhante a ausência de efeito em asiáticos pode bem ser devido ao facto de apenas o cancro não cerebral foram realizados nesta população. Além disso, quase não havia obviamente heterogeneidade por estratificada para o tipo de câncer, que sugeriu efeitos diferenciais de MNS16A em diversos tipos de câncer. No entanto, a importância funcional da actividade anti-sentido transcrição e mecanismos moleculares exatos de MNS16A com diferentes tipos de câncer ainda não estavam claras

Neste trabalho, foram analisados ​​dados no sistema de classificação diferente:. LS e LMS (descritos por Hofer et al . [21]) sistema de classificação para posterior escavação. Os resultados percebi que alelo S teve relação maior do que M alelo com MNS16A. A causa pode devido ao comprimento de MNS16A: alelo M contém três repetições de 26 pb; Considerando S alelos contêm duas repetições 26 pb. Daí podemos ver que, 26 sequência bp pode influenciar como um repressor para o promotor do antisense TERT mRNA [18]. É mais razoável alelo S análise MNS16A e M alelo separadamente, em futuras pesquisas para encontrar o genótipo exato com o risco de câncer.

Através de análise de sensibilidade, omissão de um artigo escrito por Zhang et al. heterogeneidade eliminado da LS contra LL genótipo e modelos dominantes (P para heterogeneidade 0,1). A razão pode devido a frequências mais baixas de S alelo em asiáticos. Além disso, o artigo omissão de Carpentier, as RUP foram ainda apresentava maior risco, e 95% CI foram nas proximidades estatisticamente significativa (OR = 1,15, 95% CI = 1,03-1,28; OR = 1,14, 95% CI = 1,01-1,29, antes e após a remoção), que não significativamente mudou as RUP em pool, bem como o artigo de Andersson.

Algumas limitações necessárias consideração séria. Em primeiro lugar, nosso resultado foi baseado em estimativas não ajustadas. Os dados individuais não estavam disponíveis para uma estimativa ajustada por idade e sexo, o que pode potencialmente levar a resultados falsos positivos. Outra limitação foi falta de dados originais para limitar a nossa avaliação mais aprofundada de interação gene-ambiente, tais como tabagismo, uso de álcool e outras características clínicas. Finalmente, falta de estudos originais suficientes limitado a nossa avaliação adicional de câncer colorretal, câncer de mama e risco de carcinoma nasofaríngeo com MNS16A.

Conclusão

Este trabalho verificou o importante papel dos minis satélites MNS16A em cerebral e de mama predisposição ao câncer. maiores estudos adicionais foram necessários para validar os nossos resultados.

Informações de Apoio

Checklist S1.

doi: 10.1371 /journal.pone.0073367.s001

(DOC)

Reconhecimentos

Este trabalho foi editada por Helen Neumann de celular Estresse Chaperones Escritório Editorial e estresse celular Sociedade Internacional Dept. of Molecular Biologia Celular da Universidade de Connecticut.