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Backgroud
El XPG (xeroderma pigmentoso tipo G) Asp1104His y XPF ( xeroderma pigmentoso tipo polimorfismos F) Arg415Gln habían sido implicados en la susceptibilidad al cáncer. Los anteriores datos publicados sobre la asociación entre XPG Asp1104His y XPF Arg415Gln polimorfismos y el riesgo de cáncer sigue siendo controvertido.
Metodología /Principales conclusiones
Para obtener una estimación más precisa de la asociación entre el XPG y Asp1104His XPF polimorfismos Arg415Gln y el riesgo de cáncer en general, se realizó un meta-análisis para investigar la asociación entre la susceptibilidad al cáncer y XPG Asp1104His (32,162 casos y 39,858 controles de 66 estudios) y polimorfismos XPF Arg415Gln (17,864 casos y 20.578 controles procedentes de 32 estudios) en diferentes modelos de herencia. Se utilizó odds ratios con intervalos de confianza del 95% para evaluar la fuerza de la asociación. En general, se encontró que el riesgo de cáncer significativamente elevado cuando todos los estudios se combinaron en el metanálisis de XPG Asp1104His (modelo dominante: OR = 1,05, IC del 95% = 1,00-1,10; Asp /Asp Su vs /Asp: OR = 1,06; IC del 95% = 01.01 a 01.11). En el análisis estratificado y más sensibilidad, disminución significativa se encontró el riesgo de cáncer de pulmón para XPF Arg415Gln (modelo dominante: OR = 0,82, IC del 95% = 0,71-0,96; Arg /Arg Gln frente /Arg: OR = 0,83, 95% CI = 0,71-0,97; modelo aditivo: CI OR = 0,83, 95% = 0,72-0,95) y aumentó significativamente el riesgo de cáncer de otro se encontró entre los estudios basados en el hospital para XPG Asp1104His (modelo dominante: OR = 1,23, IC del 95% = 1,02-1,49 ).
Conclusiones /Importancia
en resumen, este meta-análisis sugiere que XPF Arg415Gln polimorfismo puede estar asociada con un menor riesgo de cáncer de pulmón y XPG Asp1104His puede ser un factor de riesgo bajo de penetración de alguna el desarrollo de cáncer. Y se requieren estudios primarios mayor escala para evaluar mejor la interacción de XPG Asp1104His y XPF Arg415Gln polimorfismos y el riesgo de cáncer en poblaciones específicas
Visto:. El XF, Liu LR, W Wei, Liu Y, Dom J, Wang SL, et al. (2014) Asociación entre las XPG Asp1104His y XPF Arg415Gln polimorfismos y el riesgo de cáncer: un meta-análisis. PLoS ONE 9 (5): e88490. doi: 10.1371 /journal.pone.0088490
Editor: Reiner Albert Veitía, Instituto Jacques Monod, Francia |
Recibido: 25 de Septiembre, 2013; Aceptó 8 de enero de 2014; Publicado: 6 Mayo 2014
Derechos de Autor © 2014 He et al. Este es un artículo de acceso abierto distribuido bajo los términos de la licencia Creative Commons Attribution License, que permite el uso ilimitado, distribución y reproducción en cualquier medio, siempre que el autor original y la fuente se acreditan
Financiación:. Los autores no tienen financiación o apoyo al informe
Conflicto de intereses:. Los autores han declarado que no existen intereses en competencia
Introducción
sistemas de reparación del ADN juegan un papel crítico en la protección de las células contra. mutaciones y son esenciales para mantener la integridad del genoma. Ciertos polimorfismos genéticos comunes dentro de los genes implicados en respuestas al daño de ADN pueden contribuir al desarrollo del cáncer y de ser asociado con un mayor riesgo de la enfermedad. Debido a reducción de la capacidad de reparación del ADN puede causar inestabilidad genética y la carcinogénesis, se han propuesto los genes implicados en la reparación del ADN como los genes de susceptibilidad al cáncer candidato [1]. la reparación por escisión de nucleótidos (NER) es un mecanismo de reparación del ADN fundamental, que contrarresta las consecuencias de la exposición mutagénico de células [2]
La vía NER consiste en & gt;. 30 proteínas implicadas en el reconocimiento de daños en el ADN, la incisión, el ADN la ligadura y la resíntesis. Siete XP (xeroderma pigmentoso) grupos de complementación han sido identificados, de XPA a XPG, que representa las proteínas que funcionan mal en el mecanismo NER [3]. El XPG (xeroderma pigmentoso tipo G), un componente importante de la vía NER, codifica una endonucleasa específica de estructura catalizar 3 'incisión e implica la posterior 5' incisión por ERCC1-XPF heterodímero [4], [5]. Se ha observado que existe una relación entre el SNP en el exón 15 (G3507C, Asp1104His) y la susceptibilidad al cáncer. ERCC4 /XPF (sustitución Arg-a-Gln en el codón 415 del exón 8, rs1800067) forma un complejo apretado con ERCC1 para incidir 5 'al sitio de daño reconocido y reparado por NER [6]. El gen codifica una proteína XPF que, junto con ERCC1, crea el 'endonucleasa 5 [7].
Hasta la fecha, varios estudios epidemiológicos moleculares se han realizado para evaluar la asociación entre polimorfismos y XPG Asp1104His XPF Arg415Gln y diferentes tipos de riesgo de cáncer en diversas poblaciones [8] - [83]. Sin embargo, los resultados fueron inconsistentes o incluso contradictorias, en parte debido a la posible pequeño efecto del polimorfismo en el riesgo de cáncer y el tamaño de la muestra relativamente pequeña en cada una de estudio publicado. Además, dos recientes meta-análisis han estudiado la asociación entre XPG Asp1104His y XPF Arg415Gln y el riesgo de cáncer. Sin embargo, muchos estudios publicados no se incluyeron en los dos últimos metaanálisis [84], [85]. Por lo tanto, se realizó un metanálisis integral mediante la inclusión de los artículos más recientes y relevantes para identificar la evidencia estadística de la asociación entre los polimorfismos y el riesgo de todos los cánceres que se han investigado y XPG Asp1104His XPF Arg415Gln. El metaanálisis es una excelente herramienta para resumir los diferentes estudios. No sólo se puede superar el problema de pequeño tamaño y potencia estadística inadecuada de los estudios genéticos de rasgos complejos, pero también puede proporcionar resultados más fiables que un único estudio de casos y controles.
Materiales y Métodos
identificación y la elegibilidad de los estudios pertinentes
Una búsqueda exhaustiva de la literatura se realizó usando la base de datos PubMed y Medline de los artículos relevantes publicados (la última actualización de la búsqueda fue de 5 Sep, 2013) con las siguientes palabras clave "XPG", " ERCC5 "," XPF "," ERCC4 "," polimorfismo "," variante "o" mutación "y" cáncer "o" carcinoma ". Además, los estudios se identificaron mediante una búsqueda manual de las listas de referencias de revisiones y se recupera estudios. Se incluyeron todos los estudios de casos y controles y estudios de cohortes que investigaron la asociación entre polimorfismos XPG Asp1104His y XPF Arg415Gln y el riesgo de cáncer con el genotipo de datos. Se recuperaron todos los estudios elegibles, y sus bibliografías se revisaron para otras publicaciones pertinentes. Cuando se utilizó la misma muestra en varias publicaciones, sólo el estudio más completo que se consideró para su posterior análisis.
Los criterios de inclusión
Los estudios incluidos se necesitan haber cumplido con los criterios siguientes :: (1) Sólo se consideraron los estudios de casos y controles o estudios de cohortes, (2) evaluaron los polimorfismos XPG Asp1104His y XPF Arg415Gln y el riesgo de cáncer, y (3) la distribución de los genotipos de los polimorfismos en los casos y los controles fueron descritos en los detalles y los resultados se expresaron como odds ratio (OR) y sus correspondientes intervalos de confianza del 95% (IC del 95%). Las principales razones para la exclusión de los estudios fueron los siguientes:. (1) no para la investigación del cáncer, (2) sólo caso de población, y (3) un duplicado de la publicación anterior
Datos de extracción
La información era cuidadosamente extraído de todos los estudios elegibles de forma independiente por dos investigadores de acuerdo con los criterios de inclusión mencionados anteriormente. Los siguientes datos fueron recogidos de cada estudio: nombre del primer autor, año de publicación, país de origen, la etnia, la fuente de los controles, tamaño de la muestra, y el número de casos y controles en los genotipos XPG Asp1104His y XPF Arg415Gln siempre que sea posible. Etnia se clasifica como "caucásicos", "africano" (incluyendo los afroamericanos) y "asiático". Dos estudios se llevaron a cabo con los grupos étnicos hispanos. Cuando un estudio no indica qué grupos étnicos fue incluido o si era imposible participantes separados de acuerdo con fenotipo, la muestra se denomina como "población mixta". Mientras tanto, los estudios que investigan más de un tipo de cáncer se contaron como datos individuales fijados sólo en los análisis de subgrupos según el tipo de cáncer. No hemos definir cualquier número mínimo de pacientes para incluir en este meta-análisis. En caso de artículos reportado diferentes grupos étnicos y diferentes países o lugares, las consideramos diferentes muestras de estudio para cada categoría antes citada.
Análisis estadístico
ratios de crudo ratio (OR), junto con sus correspondientes IC del 95% se utilizaron para evaluar la fuerza de asociación entre los polimorfismos XPG Asp1104His y XPF Arg415Gln y el riesgo de cáncer. Los OR agrupados se realizaron para el modelo de co-dominante (XPG Asp1104His: Su /Su frente Asp /Asp y Asp /Su frente Asp /Asp, XPF Arg415Gln: Gln /Gln frente Arg /Arg y Arg /Glu frente Arg /Arg); modelo dominante (XPG Asp1104His: Asp /His + Su /Su frente Asp /Asp, XPF Arg415Gln: Arg /Glu + Gln /Gln frente Arg /Arg); modelo recesivo (XPG Asp1104His: Su /Su frente Asp /His + Asp /Asp, XPF Arg415Gln: Gln /Gln frente Arg /Arg Gln + /Arg); y modelo aditivo (XPG Asp1104His: Su frente a Asp, XPF Arg415Gln: Gln frente a Arg), respectivamente. La heterogeneidad entre estudios se evaluó mediante el cálculo de
Q-estadística
(La heterogeneidad se consideró estadísticamente significativo si
P Hotel & lt; 0,10) [86], y se cuantifica mediante el
Me
2
valor, un valor que describe el porcentaje de variación entre los estudios debido a la heterogeneidad y no al azar, donde
me
2
= 0% indica que no hay heterogeneidad observada, con un 25% considerada como baja , 50% como moderado, y el 75% tan alta [87]. Si los resultados no fueron heterogéneos, los OR agrupados se calcularon mediante el modelo de efectos fijos (se utilizó el
Q
-estadística, lo que representa la magnitud de la heterogeneidad entre los estudios) [88]. De lo contrario, se utilizó un modelo de efectos aleatorios (cuando la heterogeneidad entre los estudios fueron significativas) [89]. Además de la comparación entre todos los sujetos, también realizaron análisis de la estratificación por tipo de cáncer (si un tipo de cáncer contenía menos de tres estudios individuales, se combinan en el grupo "otros tipos de cáncer"), Además, la medida en que el riesgo combinado estimación podría verse afectada por los estudios individuales se evaluó mediante la omisión de forma consecutiva todos los estudios de la meta-análisis (dejar uno fuera análisis de sensibilidad). Este enfoque también capturar el efecto del estudio positivo más antigua o primera (primera efecto estudio). Además, también se clasificó en los estudios de acuerdo con el tamaño de la muestra, y luego repitió este metanálisis. Tamaño de la muestra se clasificó de acuerdo a un mínimo de 200 participantes y los que tienen menos de 200 participantes. Los criterios de citar se describieron anteriormente [90]. Por último, también se realizó un análisis de sensibilidad, excluyendo los estudios cuyo alelo frecuencias en los controles exhibido desviación significativa del equilibrio de Hardy-Weinberg (HWE), dado que la desviación puede indicar sesgo. HWE se calculó mediante el uso de la prueba de bondad de ajuste, y se consideró la desviación cuando
P Hotel & lt; 0,05. parcelas de Begg embudo [91] y las pruebas de regresión lineal de Egger [92] se utilizaron para evaluar el sesgo de publicación. Si existía un sesgo de publicación, se utilizó el método no paramétrico Tweedie Duval y "recortar y llenar" para ajustar por ella [93]. Un meta-análisis de regresión se llevó a cabo para identificar las principales fuentes de variación entre los estudios en los resultados, mediante el registro de las RUP de cada estudio como variables dependientes, y el tipo de cáncer, el origen étnico, tamaño de la muestra, HWE, y la fuente de los controles como las posibles fuentes de heterogeneidad. Todos los cálculos se realizaron utilizando Stata versión 10.0 (Stata Corporation, College Station, TX).
Resultados
Los estudios elegibles y bases de datos de meta-análisis
Fig. 1 ilustra gráficamente el diagrama de flujo de prueba. Se identificaron un total de 236 artículos con respecto a XPG Asp1104His y XPF Arg415Gln polimorfismos con respecto al cáncer. Después de revisar los títulos y resúmenes, 160 artículos fueron excluidos porque eran artículos de revisión, informes de casos, otros polimorfismos de CYP1A1, o irrelevantes para el presente estudio. Además, de estos artículos publicados, 4 publicaciones [76] - fueron excluidos [79] debido a sus poblaciones solapada con otra 3 estudios incluidos [40], [44], [68]. Cinco publicaciones [17], [20], [40], [41], [57] incluyendo diferentes grupos de casos y controles deben ser considerados como dos estudios separados cada uno. Como se resume en la Tabla 1, se seleccionaron 72 publicaciones con 98 estudios de casos y controles entre los meta-análisis, incluyendo 32,162 casos y 39,858 controles para XPG Asp1104His (66 estudios de 62 publicaciones) y 17,864 casos y 20.578 controles para XPF Arg415Gln (32 estudios de 29 publicaciones). Entre estos estudios, por XPG Asp1104His, había 7 estudios de cáncer de vejiga, 11 estudios de cáncer de mama, 7 estudios de cáncer colorrectal, 5 estudios de cáncer de cabeza y cuello, 7 estudios sobre el cáncer de pulmón, 4 estudios de linfoma no Hodgkin, 3 estudios de glioma, 8 melanoma estudios, y 14 estudios con los "otros tipos de cáncer". Hubo 10 estudios de cáncer de mama, 3 estudios de cáncer de pulmón, 4 estudios de cáncer de cabeza y cuello, cáncer colorrectal 4, 3 estudios de glioma, y 8 estudios con los "otros tipos de cáncer" para XPF Arg415Gln. Todos los casos fueron confirmados patológicamente.
XPG Asp1104His
Las evaluaciones de la asociación de XPG Asp1104His polimorfismo con el riesgo de cáncer se muestran en la Tabla 2. En general, aumentó significativamente se observó riesgo de cáncer en el modelo dominante (OR = 1,05, 95% intervalo de confianza [IC] = 1,00 a 1,10,
P
valor de la prueba de heterogeneidad [
P
h
] = 0.001,
I
2 = 40,4) y en Asp /Asp su frente /Asp (OR = 1,06, IC del 95% = 01/01 a 01/11,
P
h & lt; 0.001,
I
2 = 43,3) cuando se combinaron todos los estudios elegibles en el meta-análisis. A continuación, se realizó un análisis de subgrupos según el tipo de cáncer. No se encontró asociación significativa se encontró en cualquier tipo de cáncer, como el cáncer de mama (modelo dominante: OR = 1,01; IC del 95% = 0,94 a 1,09,
P
h = 0,128,
2 = 33,8, modelo recesivo: OR = 0,95, IC del 95% = 0,83 a 1,09,
P
h = 0,173,
I
2 = 28,6 ; modelo aditivo: OR = 1,00; IC del 95% = 0,93 a 1,09,
P
h = 0,098,
I
2 = 37,8; Su /Su frente Asp /asp: OR = 0,99, IC del 95% = 0,86 a 1,14,
P
h = 0,185,
I
2 = 27,2; asp /asp su frente /asp: OR = 1,02, IC del 95% = 0,94 a 1,10,
P
h = 0,136,
I
2 = 32,8), el cáncer de pulmón (modelo dominante: OR = 1,13 , IC del 95% = 0,98 a 1,31,
P
h = 0,045,
I
2 = 53,4, modelo recesivo: OR = 1,04, IC del 95% = 0.93- 1,17,
P
h = 0,212,
I
2 = 28,4; modelo aditivo: OR = 1,08, IC del 95% = 0,98 a 1,19,
P
h = 0,073,
I
2 = 48,0; Su /Su frente Asp /Asp: OR = 1,15, IC del 95% = 0,94 a 1,42,
P
h = 0,071,
I
2 = 48,3; Asp /Asp su frente /Asp: OR = 1,13, IC del 95% = 0,98 a 1,31,
P
h = 0,077,
I
2 = 47,3), y así sucesivamente.
además, examinó la asociación del polimorfismo y el riesgo de cáncer XPG Asp1104His según el tipo de cáncer y la etnia (Tabla 3). Para las muestras de los caucásicos, asociación significativa sólo se puede encontrar en el cáncer de cabeza y cuello (Su /Su vs. Asp /His + Asp /Asp: OR = 0,71, IC del 95% = 0,51-0,97,
P
h = 0,271,
I
2 = 23,5%), pero no el cáncer de vejiga (modelo dominante: OR = 0,99, IC del 95% = 0,88 a 1,12,
P
h = 0,673,
I
2 = 0.0, modelo recesivo: OR = 0,84, IC del 95% = 0,50 a 1,41,
P
h = 0,078,
I
2 = 56,0; modelo aditivo: OR = 0,98, IC del 95% = 0,89 a 1,08,
P
h = 0,433,
I
2 = 0,0; Su /Su frente Asp /Asp: OR = 0,85, IC del 95% = 0,51 a 1,42,
P
h = 0,090,
I
2 = 53,8; Asp /Asp su frente /Asp: OR = 1,01; IC del 95% = 0,89 a 1,15,
P
h = 0,688,
I
2 = 0.0 ), el cáncer de mama (modelo dominante: OR = 1,07, IC del 95% = 0,92 a 1,24,
P
h = 0,065,
I
2 = 51,8, modelo recesivo : OR = 1,07, IC del 95% = 0,86 a 1,32,
P
h = 0,221,
I
2 = 28,6; modelo aditivo: OR = 1,03, 95% CI = 0,95-1,12,
P
h = 0,113,
I
2 = 43,8; Su /su frente Asp /Asp: OR = 1,08, IC del 95% = 0,87 a 1,34,
P
h = 0,215,
I
2 = 29,3; Asp /asp su frente /asp: OR = 1,07, IC del 95% = 0,91 a 1,26,
P
h = 0,048,
I
2 = 55,2), y pronto. Para las muestras de los asiáticos, asociación se encontró en el cáncer de pulmón (modelo dominante: OR = 1,27, IC del 95% = 1,06 a 1,51,
P
h = 0,133,
I
2 = 50,5%; Su /Su frente Asp /Asp: OR = 1,28, IC del 95% = 1,02 a 1,60,
P
h = 0,516,
I
2 = 0,0%; modelo aditivo: OR = 1,13, IC del 95% = 01.02 a 01.26,
P
h = 0,130,
I
2 = 50,9%) .
también examinó la asociación del polimorfismo y el riesgo de cáncer XPG Asp1104His según el tipo de cáncer y la fuente de los controles (Tabla 4). Para los estudios basados en la población, no se encontró asociación significativa entre XPG Asp1104His polimorfismo y el riesgo de cáncer según el tipo de cáncer y la fuente de los controles. Para los estudios basados en el hospital, se observó una asociación significativa entre el cáncer de mama (modelo recesivo: OR = 0,71, IC del 95% = 0,55 a 0,92,
P
h = 0,262,
2 = 24,9%; Su /Su frente Asp /Asp: OR = 0,74, IC del 95% = 0,55-0,98,
P
h = 0,213,
I
2 = 33,3%), el cáncer colorrectal (modelo dominante: OR = 1,33, IC del 95% = 1,15 a 1,55,
P
h = 0,188,
I
2 = 0,0%; modelo aditivo: OR = 1,13, IC del 95% = 01/02 a 01/25,
P
h = 0,971,
I
2 = 0,0%) y otro tipo de cáncer (el suyo /su frente Asp /Asp: OR = 1,22, IC del 95% = 1,01 a 1,47,
P
h = 0,322,
I
2 = 13,5%) pero no de cáncer de pulmón (modelo dominante: OR = 1,22, IC del 95% = 0,91 a 1,63,
P
h = 0,030,
I
2 = 66.4, modelo recesivo: OR = 1,15, IC del 95% = 0,96 a 1,37,
P
h = 0,105,
I
2 = 51,1; modelo aditivo: O = IC: 1,13, 95% = 0,95 a 1,35,
P
h = 0,057,
I
2 = 60,1; Su /Su frente Asp /Asp: OR = 1,32; 95% CI = 0,95-1,85,
P
h = 0,095,
I
2 = 53,5; Asp /asp su frente /asp: OR = 1,21, IC del 95% = 0,89 a 1,63,
P
h = 0,035,
I
2 = 65,2) y la cabeza y el cáncer de cuello (modelo dominante: OR = 1,04, IC del 95% = 0,89 a 1,22,
P
h = 0,548,
I
2 = 0.0, modelo recesivo: OR = 0,88, IC del 95% = 0,66 a 1,16,
P
h = 0,135,
I
2 = 50,1; modelo aditivo: CI OR = 1,00, 95% = 0,88 a 1,13,
P
h = 0,441,
I
2 = 0,0; Su /Su frente Asp /Asp: OR = 0,90, IC del 95% = 0,66 -1.22,
P
h = 0,115,
I
2 = 53,2; Asp /Asp su frente /Asp: OR = 1,08, 95% CI = 0,91-1,27 ,
P
h = 0,591,
I
2 = 0,0), y así sucesivamente.
Hubo una heterogeneidad significativa entre estos estudios para la comparación modelo dominante (
P
h = 0,001), la comparación de modelos recesiva (
P
h = 0,073), aditivo de comparación de modelos (
P
h = 0,008), la comparación de modelos homocigoto (
P
comparación h = 0,012), y el modelo de heterocigotos (
P
h & lt; 0,001). A continuación, se evaluó la fuente de heterogeneidad por el origen étnico, el tipo de cáncer, la fuente de los controles, HWE, y tamaño de la muestra. Los resultados indicaron que el tamaño de la muestra (modelo recesivo:
P = 0,038
), pero no el tipo de cáncer (modelo dominante:
P = 0,782
; modelo recesivo:
P = 0,208
; Su /Su frente Asp /Asp:
P = 0,336
; Asp /Asp su frente /ASP:
P = 0,825
; modelo aditivo:
P = 0,556
) , el origen étnico (modelo dominante:
P = 0,298
; modelo recesivo:
P = 0,119
; Su /Su frente Asp /Asp:
P = 0,066
; Asp /His frente a Asp /Asp:
P = 0,449
; modelo aditivo:
P = 0,241
), fuente de controles (modelo dominante:
P = 0,433
; modelo recesivo:
P = 0,821
; Su /Su frente Asp /Asp:
P = 0,634
; Asp /Asp su frente /ASP:
P = 0,358
; modelo aditivo:
P = 0,429
), y HWE (modelo dominante:
P = 0,126
; modelo recesivo:
P = 0,660
; Su /Su frente Asp /Asp:
P
= 0,272; Asp /Asp su frente /ASP:
P = 0,123
; modelo aditivo:
P = 0,217
) contribuyó a la heterogeneidad significativa entre los meta-análisis. El examen de genotipo frecuencias en los controles, se detectó una desviación significativa de HWE en los ocho estudios [10], [26], [43], [44], [45], [53], [80], [81]. Cuando se excluyeron estos estudios, los resultados fueron cambiados dentro del conjunto global (modelo dominante: OR = 1,03, IC del 95% = 0,99-1,08), los asiáticos de cáncer de pulmón (modelo dominante: OR = 1,15, IC del 95% = 0,95 a 1,41; su /su frente Asp /Asp: OR = 1,20, IC del 95% = 0,92 a 1,55; modelo aditivo: OR = 1,10; IC del 95% = 0,96-1,25), y los estudios basados en el hospital de otro tipo de cáncer (modelo recesivo: O = 1,23; IC del 95% = 1,02-1,49; Su /Su frente Asp /Asp: OR = 1,20, IC del 95% = 0,97-1,48), como se muestra en la Tabla 5. Además, cuando se realizó el metanálisis con exclusión de los estudios pequeños tamaños de muestra, los resultados no variaron entre los estudios de cáncer en general y cualquier análisis de subgrupos, como se muestra en la Tabla 6. por último, un estudio único implicado en el meta-análisis se elimina cada vez para reflejar la influencia de los datos individuales fijados al agrupada RUP, los resultados fueron cambiadas entre los caucásicos de cáncer de cabeza y cuello (modelo recesivo: OR = 0,75; IC del 95% = 0,53-1,06), los estudios basados en el hospital de cáncer de mama (modelo recesivo: OR = 1,22, IC del 95% = 0,98 -1.52; Gln /Gln frente Arg /Arg: OR = 0,79, 95% CI = 0,51-1,24), los estudios basados en el hospital de cáncer colorrectal (modelo dominante: OR = 1,15, IC del 95% = 0,92 a 1,45; modelo aditivo: OR = 1,12 , IC del 95% = 0,92-1,35).
Tanto gráfico en embudo de Begg y la prueba de Egger se llevaron a cabo para evaluar el sesgo de publicación de las literaturas. resultados del examen de la Egger (modelo dominante:
P = 0,245
; modelo recesivo:
P = 0,482
; modelo aditivo:
P = 0,581
; Homocigota modelo:
P = 0,443
; Heterocigota modelo:.
P = 0,148
) y el gráfico en embudo de Begg (figura 2) sugirió ninguna evidencia de sesgo de publicación en el meta-análisis
. XPF Arg415Gln
las evaluaciones de la asociación del polimorfismo XPF Arg415Gln con el riesgo de cáncer se muestran en la Tabla 2. No se observó ninguna asociación significativa entre XPF Arg415Gln polimorfismo y el riesgo de cáncer cuando todos los estudios elegibles se combinaron en el metanálisis (modelo dominante: OR = 1,04, IC del 95% = 0,93 a 1,15,
P
h & lt; 0,001,
I
2 = 62,6; modelo recesivo: OR = 1,11 , IC del 95% = 0,81 a 1,52,
P
h = 0,068,
I
2 = 30,5; modelo aditivo: OR = 1,05, IC del 95% = 0.94- 1.16,
P
h & lt; 0,001,
I
2 = 66,7; Gln /Gln frente Arg /Arg: OR = 1,10; IC del 95% = 0,79 a 1,54,
P
h = 0,035,
I
2 = 35,7; Arg /Arg Gln frente /Arg: OR = 1,02, 95% CI = 0,91-1,14,
P
h & lt; 0,001,
I
2 = 62,5). A continuación, se realizó un análisis de subgrupos según el tipo de cáncer. asociación significativa se encontró entre el cáncer de pulmón (modelo dominante: OR = 0,82, IC del 95% = 0,71-0,96,
P
h = 0,104,
I
2 = 55,7 %; Arg /Arg Gln frente /Arg: OR = 0,83, 95% CI = 0,71 hasta 0,97,
P
h = 0,132,
I
2 = 50,7% ; modelo aditivo: OR = 0,83, IC del 95% = 0,72-0,95,
P
h = 0,091,
I
2 = 58,4%), pero no el cáncer de mama ( modelo dominante: OR = 1,03, IC del 95% = 0,92 a 1,15,
P
h = 0,167,
I
2 = 30,2; modelo recesivo: OR = 1,22, IC del 95% = 0,82 a 1,83,
P
h = 0,017,
I
2 = 58,9; modelo aditivo: OR = 1,01; IC del 95% = 0,83-1,22 ,
P
h = 0,034,
I
2 = 52,0; Gln /Gln frente Arg /Arg: OR = 1,18, 95% CI = 0,76-1,83,
P
h = 0,007,
I
2 = 63,8; Arg /Arg Gln frente /Arg: OR = 0,99, IC del 95% = 0,87 a 1,12,
P
h = 0,277,
I
2 = 18,6), cáncer de cabeza y cuello (modelo dominante: OR = 1,04, IC del 95% = 0,88 a 1,23,
P
h = 0,359,
I
2 = 6,9; modelo recesivo: OR = 1,47, IC del 95% = 0,72 a 2,98,
P
h = 0,364,
I
2 = 5,8; modelo aditivo: OR = 1,05, IC del 95% = 0,90 a 1,23,
P
h = 0,302,
I
2 = 17,7; Gln /Gln frente Arg /Arg: OR = 1,48, 95% CI = 0,73-3,00,
P
h = 0,370,
I
2 = 4,5; Arg /Arg Gln frente /Arg: OR = 1,02, 95% CI = 0,86-1,21,
P
h = 0,323,
I
2 = 13,9), y así sucesivamente.
además, examinó la asociación del polimorfismo y el riesgo de cáncer XPF Arg415Gln según el tipo de cáncer y la etnia (Tabla 3). Para las muestras de los caucásicos, ninguna asociación significativa se encontró entre el cáncer de mama (modelo dominante: OR = 1,10; IC del 95% = 0,96 a 1,25,
P
h = 0,396,
2 = 3,9; modelo recesivo: CI OR = 2,17, 95% = 0,68 a 6,88,
P
h = 0,022,
I
2 = 61,9 ; modelo aditivo: OR = 1,10; IC del 95% = 0,89 a 1,35,
P
h = 0,094,
I
2 = 46,8; Gln /Gln frente Arg /Arg: OR = 2,07, IC del 95% = 0,56 a 7,62,
P
h = 0,008,
I
2 = 68,2; Arg /Arg Gln frente /Arg: OR = 1,05, IC del 95% = 0,89 a 1,23,
P
h = 0,522,
I
2 = 0.0), cáncer de cabeza y cuello (modelo dominante: SI = 1,04; IC del 95% = 0,88 a 1,23,
P
h = 0,359,
I
2 = 6,9; modelo recesivo: OR = 1,47, 95% CI = 0,72 a 2,98,
P
h = 0,364,
I
2 = 5,8; modelo aditivo: OR = 1,05, IC del 95% = 0,90 a 1,23,
P
h = 0,302,
I
2 = 17,7; Gln /Gln frente Arg /Arg: OR = 1,48, IC del 95% = 0,73 a 3,00,
P
h = 0,370,
I
2 = 4,5; Arg /Arg Gln frente /Arg: OR = 1,02, IC del 95% = 0,86 a 1,21,
P
h = 0,323,
I
2 = 13,9), y así sucesivamente.
también examinó la asociación del polimorfismo XPF Arg415Gln y el riesgo de cáncer según el tipo de cáncer y fuente de los controles (Tabla 4). Para los estudios basados en la población, no hay asociación significativa se encontró entre el cáncer de mama (modelo dominante: OR = 1,02, IC del 95% = 0,90 a 1,16,
P
h = 0,158,
I
2 = 37,3; modelo recesivo: OR = 1,05, IC del 95% = 0,29 a 3,77,
P
h = 0,098,
I
2 = modelo aditivo; 49,0: CI OR = 0,96, 95% = 0,77 a 1,20,
P
h = 0,069,
I
2 = 54,0; Gln /Gln frente Arg /Arg: OR = 1,05, IC del 95% = 0,29 a 3,81,
P
h = 0,093,
I
2 = 49,7; Arg /Arg Gln frente /Arg : OR = 1,00; IC del 95% = 0,87 a 1,15,
P
h = 0,133,
I
2 = 43,2) y otro tipo de cáncer (modelo dominante: O = 1,03, IC 95% = 0.91-1.17,
P
h = 0,477,
I
2 = 0,0; modelo recesivo: OR = 1,48, IC del 95% = 0,84 -2.60,
P
h = 0,354,
I
2 = 7,9; modelo aditivo: OR = 1,05, IC del 95% = 0,93 a 1,17,
P
h = 0,731,
I
2 = 0,0; Gln /Gln frente Arg /Arg: OR = 1,48, IC del 95% = 0,84 a 2,60,
P
h = 0,386,
I
2 = 1,2; Arg /Arg Gln frente /Arg: OR = 1,02, IC del 95% = 0,90 a 1,15,
P
h = 0,286,
I
2 = 20,2). Para los estudios basados en el hospital, no hay asociación significativa se observó también entre el cáncer de mama (modelo dominante: OR = 1,04, IC del 95% = 0,78 a 1,39,
P
h = 0,178,
I
2 = 38,9; modelo recesivo: OR = 3,66, IC del 95% = 0,38 a 34,9,
P
h = 0,009,
I
2 = 78,7; modelo aditivo: OR = 1,13, IC del 95% = 0,73 a 1,73,
P
h = 0,054,
I
2 = 60,7; Gln /Gln frente Arg /Arg: OR = 3,39, IC del 95% = 0,26 a 43,9,
P
h = 0,003,
I
2 = 82,8; Arg /Arg Gln frente /Arg: OR = 0,92, IC del 95% = 0,68 a 1,25,
P
h = 0,463,
I
2 = 0.0) y otra (modelo dominante del cáncer: SI = 0,79; IC del 95% = 0,59 a 1,07,
P
h = 0,035,
I
2 = 70,1; modelo recesivo: OR = 0,70; IC del 95% = 0,39 a 1,25,
P
h = 0,341,
I
2 = 6,9; modelo aditivo: OR = 0,80; IC del 95% = 0,61 a 1,05,
P
h = 0,045,
I
2 = 67,7; Gln /Gln frente Arg /Arg: OR = 0,69; IC del 95% = 0,38 a 1,24,
P
h = 0,347,
I
2 = 5,6; Arg /Arg Gln frente /Arg:. OR = 0,81, 95% CI = 0,59-1,10,
P
h = 0,033,
I
2 = 70,8)
Hubo una heterogeneidad significativa entre estos estudios para la comparación modelo dominante (
P
h & lt; 0,001), la comparación modelo recesivo (
P
h = 0,068) , aditivo de comparación de modelos (
P
h & lt; 0,001), comparación de modelos homocigoto (
P
h = 0,035), y la comparación de modelos de heterocigotos (
P
h & lt; 0,001). A continuación, se evaluó la fuente de heterogeneidad por el origen étnico, el tipo de cáncer, la fuente de los controles, HWE, y tamaño de la muestra. El análisis de meta-regresión indicó que HWE (Arg /Arg Gln frente /Arg:
P Hotel & lt; 0,001; modelo aditivo:
P = 0,001
; modelo dominante:
P
& lt; 0,001) y el origen étnico (Gln /Gln frente Arg /Arg:
P = 0,001
; modelo recesivo:
P
= 0,001), pero no el tipo de cáncer (modelo dominante:
P
= 0,446; modelo recesivo:
P = 0,344
; Gln /Gln frente Arg /Arg:
P = 0,314
; Arg /Arg Gln frente /Arg:
P
= 0,694; modelo aditivo:
P = 0,456
), fuente de controles (modelo dominante:
P = 0,710
; modelo recesivo:
P = 0,218
; Gln /Gln frente Arg /Arg:
P = 0,221
; Arg /Arg Gln frente /Arg:
P = 0,558
; modelo aditivo:
P = 0,962
), y tamaño de la muestra (modelo dominante:
P = 0,125
; modelo recesivo:
P = 0,255
; Gln /Gln frente Arg /Arg:
P = 0,076
; Arg /Glu frente Arg /Arg:
P = 0,252
; modelo aditivo:
P = 0,153
) contribuyó a la heterogeneidad significativa entre los meta-análisis. El examen de genotipo frecuencias en los controles, se detectó una desviación significativa de HWE en los dos estudios [81], [82]. He et al. Zhu et al. Shi et al. La desviación de HWE puede reflejar problemas metodológicos, tales como errores de genotipado, estratificación de la población o el sesgo de selección. Sin embargo, es necesario realizar estudios de grandes muestras mediante métodos estandarizados imparciales de genotipado, pacientes de cáncer y controles homogéneos y de concordancia.