Extracto
Antecedentes
La
-160C /a
polimorfismo (rs16260) de
E-cadherina
, un gen represor de tumores, se ha demostrado que es un alelo de susceptibilidad tumor de varios tipos de cánceres. Debido a la importancia de este polimorfismo con el riesgo de cáncer ha sido reconocido, hay cada vez más los estudios de investigación de
-160C /A
en diferentes tipos de cánceres y poblaciones étnicas. Sin embargo, todavía hay incertidumbre sobre el nivel de riesgo para una variedad de cánceres.
Métodos
Para resolver la controvertida cuestión planteada por estos estudios a partir de marzo de 2012 y proporcionar más potencia estadística para detectar el significado de
-160C /a
, se realizó un meta-análisis de 47 estudios de casos y controles en 16 tipos de cánceres (18.194 casos y 20.207 controles). se empleó un modelo de regresión y meta-análisis de subgrupos para identificar la fuente de heterogeneidad. Se evaluó el sesgo de publicación, y también se realizaron análisis de sensibilidad y evaluación de la evidencia acumulada.
Resultados
El uso de modelos fijos y de efectos aleatorios, el
-160AA
homocigotos fue más susceptibles a cáncer urotelial en comparación con el
-160CA
heterocigoto. Además, el
-160A
alelo es un factor de riesgo para la etnia dependiente de próstata y colorrectal. Los portadores del
-160A
alelo en los asiáticos y los europeos eran más susceptibles al cáncer de próstata, mientras que sus contrapartes norteamericanas parecían tolerante. El
-160AA
homocigoto juega un papel protector para los europeos que desarrollan cáncer colorrectal. La estabilidad de estas observaciones se confirmó mediante un análisis de sensibilidad de una sola vía. Sin embargo, se consideró la evidencia acumulada de todos los tipos de cáncer "débil" utilizando las directrices de Venecia.
Conclusiones
Un meta-análisis indicó que el
-160A
alelo de
e-cadherina
ofrece un mayor riesgo para el desarrollo de cáncer de próstata y uroteliales y un papel protector para el cáncer colorrectal de una manera dependiente de la etnia-
Visto:. Wang L, Wang G, C Lu , Feng B, Kang J (2012) Contribución de la
-160C /a
polimorfismo en el
E-cadherina
Promotor de Riesgo de cáncer: Un meta-análisis de 47 estudios de casos y controles. PLoS ONE 7 (7): e40219. doi: 10.1371 /journal.pone.0040219
Editor: J. Carmen Marsit, Escuela de Medicina de Dartmouth, Estados Unidos de América
Recibido: 26 Marzo, 2012; Aceptado: June 2, 2012; Publicado: 5 Julio 2012
Derechos de Autor © 2012 Wang 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:. Este trabajo fue apoyado por becas de Ministerio de Ciencia y Tecnología (subvenciones 2011CB965100, 2011DFA30480, 2010CB945000, 2010CB944900, y 2011CBA01100), la Fundación Nacional de Ciencias Naturales de China (subvenciones 90919028, 31101061, 31071306, 31000378, 31171432 y 30971451) de la Comisión, Ciencia y Tecnología de la municipalidad de Shanghai (Subvenciones 11ZR1438500, 11XD1405300), y IRT1168 20110072110039 del Ministerio de Educación de china. Los donantes no tenía papel en el diseño del estudio, la recogida y análisis de datos, decisión a publicar, o la preparación del manuscrito
Conflicto de intereses:.. Los autores han declarado que no existen intereses en competencia
Introducción
E-cadherina
, que tiene un papel ampliamente reconocido en la adhesión célula-célula, también funciona como un gen supresor de invasión /tumor. Varios estudios inmunohistoquímicos han informado de una fuerte correlación entre la pérdida de E-cadherina y la aparición de tumores. La regulación por disminución de la E-cadherina es generalmente debido a la represión transcripcional [1]. La
-160C /A
polimorfismo en la región promotora de la
E-cadherina
gen se ha informado que tienen un efecto directo sobre la regulación de la transcripción y por lo tanto pueden influir en la susceptibilidad a los cánceres [2] . Para identificar si el
-160C /A
polimorfismo de
E-cadherina
está implicada en la patogénesis de los tumores
in vivo
, los estudios de casos y controles con respecto a esta variación alélica y el riesgo de cáncer se han realizado en términos generales. Sin embargo, todavía hay incertidumbre sobre el nivel de riesgo para una variedad de cánceres en una serie de estudios que investigan el efecto de
-160C /A
en diferentes tipos de cáncer y las poblaciones étnicas
.
para resolver la controvertida cuestión planteada por esta evidencia y proporcionar más potencia estadística para detectar el significado de
-160C /a
al riesgo de cáncer, se realizó un meta-análisis sobre la
160 C /a
polimorfismo de
e-cadherina
y el riesgo de cáncer con 47 estudios de casos y controles, incluyendo 18.194 casos y 20.207 controles a partir de marzo de 2012. los resultados indicaron que el
-160A
alelo de
e -cadherin
conduce a un mayor riesgo para el desarrollo de cáncer de próstata y uroteliales y es un factor de riesgo para la etnia dependiente de próstata y colorrectal. La importancia de la
-160C /A
polimorfismo en el desarrollo de diversos tipos de cáncer se ha recibido una atención creciente. Sin embargo, se necesitará una mayor observación para mejorar la potencia de evaluación de la asociación.
Métodos
Estrategia de búsqueda
Se realizó una búsqueda sistemática de la literatura utilizando la base de datos MEDLINE (Biblioteca Nacional de EE.UU. de Medicina, Bethesda, Maryland) y en PubMed (Centro Nacional de Biotecnología, Biblioteca Nacional de Medicina) a partir de marzo de 2012 con las palabras clave "polimorfismo del
e-cadherina
gen", "rs16260" y "- 160C /a, "en combinación con" cáncer "," tumor "," neoplasia "o" carcinoma ". los textos completos de los artículos candidatos se examinaron atentamente para la extracción de datos y las listas de referencias también se revisaron para identificar los estudios más relevantes para nuestro informe anterior [3].
Criterios de inclusión
Los estudios de casos y controles con datos publicados suficientes para estimar un odds ratio (OR) y sus correspondientes intervalos de confianza del 95 por ciento (IC del 95%) eran incluidos en este meta-análisis. Publicado meta-análisis sobre la asociación de los polimorfismos de los
E-cadherina
con el riesgo de cáncer fueron incluidos en la valoración de la prueba.
Extracción de datos
La siguiente información se extrajo de forma independiente de cada estudio realizado por dos investigadores: 1) fecha de publicación del primer autor, año de publicación, y en los países de origen; 2) el polimorfismo de los
E-cadherina
de genes y el cáncer de tipos; 3) características de los casos y controles y método de genotipificación; y 4) el número de casos y controles con genotipos heterocigóticos y homocigóticos. Esta información se resume en las Tablas 1, S1 y S2.
Metanálisis
Sobre la base de los criterios de inclusión, se incluyeron 47 estudios de casos y controles. En total, 59 conjuntos de datos se extrajeron con base en los datos originales, que se dividieron por cualquiera de región o cáncer tipo. La información relevante sobre los estudios se resume en la Tabla S1. El proceso de revisión y los resultados de inclusión y exclusión se ilustran en la figura S1.
Hardy-Weinberg fue probado en muestras de control de cada conjunto de datos mediante el método de chi-cuadrado para evaluar el sesgo latente resultante de la desviación del genotipo distribución. RUP fueron consideradas como estimaciones de riesgo relativo y se combinaron entre los estudios mediante fijo o de efectos aleatorios meta-análisis para baja y alta heterogeneidad, respectivamente. La heterogeneidad se evaluó mediante la
Me
2
estadística, que describe el grado de diferencias reales entre los estudios en un metaanálisis [4]. Se utilizó un modelo de metarregresión para identificar la fuente de heterogeneidad [5], y el análisis de subgrupos también se llevó a cabo. análisis de sensibilidad de una vía se realizó mediante la eliminación de un conjunto de datos a la vez en los tipos de cáncer que contienen más de tres conjuntos de datos [6], [7]. El sesgo de publicación se evaluó mediante el ensayo modificado propuesto por Harbord para los efectos de los estudios pequeños en los metaanálisis de ensayos controlados con puntos finales binarias [8].
Evaluación de la evidencia acumulada
directrices provisionales
Venecia eran también introducido para evaluar la credibilidad de las pruebas acumuladas, que evaluó la evidencia mediante un índice semicuantitativo que dispondrá de tres niveles para la cantidad de pruebas, la extensión de la replicación, y la protección contra el sesgo [9], [10]. N
menor fue la suma de
AA
homocigotos en los casos y controles, y f
menor fue el
Un
frecuencia de los alelos en control. Categoría A de la cantidad precisa una muestra más de 1.000 en el grupo genético común mínimo de interés; B corresponde a un tamaño de muestra de 100-1.000, y C corresponde a un tamaño de muestra de & lt; 100. Cualquiera de las siguientes situaciones correspondieron a la categoría C de la replicación: ninguna asociación, sin replicación independiente, o de alta heterogeneidad (
Me
2 Hotel & gt; 50%). RUP nominales (0.87-1.15) y sesgo significativo detectado por la prueba de Harbord correspondían a la categoría C de sesgo. Sesgo en los datos que contengan menos de tres conjuntos de datos se consideró como categoría B, ya que no hubo sesgo evidente en la definición fenotipo, genotipo, o estratificación de la población de acuerdo con el documento original, pero la prueba de Harbord no pudo llevarse a cabo debido a la escasez de datos conjuntos.
resultados
a partir de marzo de 2012, hubo un total de 47 estudios de casos y controles que incluyó a 18.194 casos y 20.207 controles en 16 tipos de cánceres. El análisis combinado de los datos extraídos 59 mostró una heterogeneidad significativa (
Q = 177,76
,
P Hotel & lt; 0,00001,
Me
2
= 67%) entre los estudios ( Tabla 2, Figura S2). Un meta-análisis de regresión se realiza así para identificar la fuente de heterogeneidad, y se introdujeron tres tipos de covariables, incluyendo el tipo de cáncer, la etnia y la fuente de los controles (Tabla 3). El análisis de meta-regresión reveló que cuando se introdujo la fuente de los controles en combinación con el tipo de cáncer, la totalidad de la heterogeneidad se puede ajustar en
-160A
portadores (
CA
,
i
2
= 28%, ajustado
R
2
= 100%,
P = 0,003
;
CA AA +
,
I
2
= 33%, ajustado
R
2
= 100%,
P = 0,0003
). La combinación de la etnicidad con cualquier tipo de cáncer o la fuente de los controles representó principalmente para la heterogeneidad en el
AA
homocigoto (etnia y tipo de cáncer,
Me
2
= 46%, ajustado
R
2
= 59%,
P
= 0,02; etnia, el tipo de cáncer y la fuente de control,
me
2
= 45%, ajusté
R
2
= 63%,
P
= 0,07). Además, se realizó un análisis de subgrupos en función de las covariables identificados (Tabla 2).
Se utilizó la prueba de Harbord para detectar el sesgo de publicación de los datos que contienen más de tres conjuntos de datos e indicó publicación insignificante sesgo (
P Hotel & gt; 0,05) en la mayoría de los datos, excepto en
-160A
portadores de cáncer de próstata y uroteliales y
CA
heterocigotos de cáncer urotelial (Tabla 4 ). análisis de sensibilidad de una vía, que se realizó mediante la eliminación de un conjunto de datos a la vez, se llevó a cabo para confirmar la estabilidad de la estimada O (Figura 1). Como se muestra en la Tabla 5, cuando se aplicaron las directrices de Venecia, se consideró la evidencia acumulada de todos los tipos de cáncer "débil". La información detallada sobre la evaluación de cada tipo de cáncer se resume en la Tabla S3.
La odds ratios agrupados (OR) y los intervalos de confianza del 95% (IC) del
-160A
portadores del alelo se evalúan mediante la comparación con el
CC
genotipo, omitiendo cada conjunto de datos en cada tipo de cáncer ( a partir de marzo de 2012). Los OR agrupados se calculan con un modelo de efectos aleatorios. Los números en el
x-
eje referirse a los estudios extraídos. 22a, Suecia; 22b, República Checa; 24a, familiar; 24b, esporádica; 26a, la Fase 1; 26b, la Fase 2; 41a, Beijing; 41b, Linqu; 51a, Canadá; 51b, Alemania; 51c, Portugal; total, el conjunto de datos omitidos no.
En comparación con nuestro estudio anterior [3], la evidencia de siete nuevos tipos de cáncer se informó, incluyendo páncreas [11], nasofaríngeo [12], de endometrio [ ,,,0],13], de cuello uterino [13], de ovario [14], oral [15], el hígado [16], y la tiroides [17] tipos de cáncer y linfoma [18]. No hubo ningún cambio respecto de la prueba de pulmón [19] y de esófago [20], [21] cánceres.
Cáncer de Mama
Un estudio adicional [13] se añadió a estudios previos de cáncer de mama [ ,,,0],22], [23], lo que dio lugar a un total de 1.142 casos y 1.063 controles. El
-160A
portadores aún no eran más susceptibles al cáncer de mama (OR = 1,14, IC del 95% = 0,96-1,36) con un modelo de efectos fijos, y sin heterogeneidad (
Q =
0,61,
P
= 0,89,
me
2
= 0%) se detectó entre estos conjuntos de datos.
cáncer colorrectal
Seis nuevos conjuntos de datos de cuatro estudios [13], [24] - [26] se han añadido a los datos anteriores [21], [27], [28], que incluían 7.117 casos y 7.157 controles por completo. Utilizando un modelo de efectos aleatorios, el
-160A
portadores no eran más susceptibles al cáncer colorrectal en comparación con todos los genotipos (OR = 0,95, IC del 95% = 0,85-1,05), y la heterogeneidad entre los siete conjuntos de datos fue moderada (
Q
= 12.09,
P = 0,15
,
me
2
= 34%). A continuación, se realizó un análisis de subgrupos estratificados según la procedencia de los controles o el origen étnico, y se identificó la fuente de heterogeneidad en el subgrupo de control sin cáncer colorrectal cuando fue dividida por la fuente de los controles (
Q
= 4,82,
P = 0,09
,
me
2
= 59%) y en el subgrupo de Europa cuando fue dividida por el origen étnico (
Q
= 9,31,
P = 0,16
,
me
2
= 36%). La heterogeneidad podría atribuirse a un conjunto de datos de GRÜNHAGE et al. [24], en el que se investigó la asociación entre el
-160C /A
polimorfismo y el cáncer colorrectal familiar. Tras la exclusión de este conjunto de datos, la heterogeneidad se redujo de manera efectiva a la "baja" (
Q
= 8,64,
P = 0,28
,
Me
2
= 19% ), y el OR combinado estimado en el modelo de efectos fijos fue de 0,93 (IC del 95% = 0,87 hasta 0,99,
P
= 0,03). El estimado de la O
-160AA
homocigotos en los europeos fue de 0,85 (IC del 95% = 0,74-0,99; p = 0,03), con una baja heterogeneidad (
Q
= 6,35,
P
= 0,39,
me
2
= 5%), lo que indica que desempeñó un papel protector en el cáncer colorrectal.
cáncer de próstata
Dos estudios adicionales [ ,,,0],29], [30] se añadieron a los estudios anteriores de cáncer de próstata [31] - [38], lo que resulta en un total de 3.570 casos y 3.304 controles. La distribución de los genotipos en los controles a partir de dos estudios [31], [32] se desvía significativamente de equilibrio de Hardy-Weinberg (
P Hotel & lt; 0,05). Después de la exclusión de estos conjuntos de datos, el OR combinado estimado en
-160A
portadores fue de 1,33 (IC del 95% = 1,18-1,50), lo que indica la misma predisposición al cáncer de próstata como antes la exclusión de estos conjuntos de datos (OR = 1,24, 95% CI = 1,13-1,37). Para aclarar las posibles fuentes de heterogeneidad significativa entre estos conjuntos de datos (
Q
= 26.18,
P = 0,002
,
Me
2
= 66%), se realizado un análisis de subgrupos según la fuente de los controles y el origen étnico, respectivamente. La estratificación según la procedencia de los controles efectivamente disminuyó la heterogeneidad (
Me
2
sana = 0%,
Me
2
sanos emparejados = 0%,
me
2
hiperplasia prostática benigna saludable y = 0%); sin embargo, esta disminución puede ser también debido a una reducción en el poder durante el Q-test. Cuando se estratificó por el origen étnico, el
-160A
alelo se reveló como un factor de riesgo etnia dependiente de cáncer de próstata. RUP estimado utilizando el modelo de efectos aleatorios fueron mayores que 1.0 para ambos asiáticos (OR = 1,56, IC del 95% = 1.16 a 2.8) y europeos (OR = 1,25, IC del 95% = 1,02-1,55), mientras que no se encontró relación entre la
-160A
alelo y la progresión del cáncer de próstata en los norteamericanos (OR = 1,10; IC del 95% = 0.86-1.41).
cáncer gástrico
Ocho conjuntos de datos de siete estudios [13], [39] - [44] se han añadido a nuestro informe anterior [20], [45] - [52], y había 3.453 pacientes y 4.775 controles en total. La exclusión de los dos estudios [20], [45], en el que la distribución desviado significativamente de equilibrio de Hardy-Weinberg genotipo, no reveló ninguna predisposición del
-160A
alelo para el cáncer gástrico (OR = 1,05, IC del 95% = 0,95 a 1,16). La heterogeneidad entre estos conjuntos de datos fue moderada (
Q
= 33.44,
P = 0,01
,
Me
2
= 46%), y la estratificación por grupo étnico explicó la fuente de heterogeneidad. Esta estratificación mostró que la heterogeneidad en el subgrupo Europea fue significativa (
Q
= 13.29,
P = 0,02
,
Me
2
= 62%). Este hallazgo podría atribuirse principalmente al conjunto de datos de Humar et al. [50], en que se difunden se investigó el cáncer gástrico. Como una forma histológica especial de cáncer gástrico, cáncer gástrico difuso fue más prevalente en los grupos de edad más jóvenes. La heterogeneidad se elimina de manera efectiva después de la exclusión de este conjunto de datos (
Q
= 6,49,
P = 0,17
,
Me
2
= 38%), como se esperaba. El o estimadas de los
-160A
portadores fue de 1,03 (IC del 95% = 0,90-1,18) en los conjuntos de datos agrupados, 0,93 (IC del 95% = 0,80-1,08) en los asiáticos, IC 1,20 (95% = 0.91- IC 1,58) en los europeos, y 1,53 (95% = 0,99-2,36) en otros. La asociación de
-160A
portadores del alelo con la progresión del cáncer gástrico en los europeos desaparecieron, y la relación entre el
-160A
alelo y el cáncer gástrico no era detectable
. urotelial cáncer
Cinco estudios [53] - [57], incluyendo dos informes actualizados [54], [57], detectaron el
-160C /a
polimorfismo en pacientes con cáncer urotelial, que implicaba 1.064 casos y 1.124 controles. En general, el meta-análisis mostró que los
-160A
portadores tenían un riesgo significativamente mayor de desarrollar cáncer urotelial (OR = 1,70, IC del 95% = 1,11-2,61), y se encontró heterogeneidad significativa entre los cinco estudios (
Q
= 20.37,
P = 0,0004
,
me
2
= 80%). De hecho, la distribución de los genotipos de dos estudios [53], [54] se desvió significativamente de equilibrio de Hardy-Weinberg. La exclusión de estos conjuntos de datos reducido con éxito la heterogeneidad (
Q
= 0,87,
P
= 0,65,
Me
2
= 0%), y el OR agrupado calculado en el modelo de efectos fijos ya no está indicada en la predisposición
-160A
portadores (OR = 1,18, IC del 95% = 0,98-1,43). Sin embargo, RUP estima en
AA
homocigotos (OR = 1,64, 95% CI = 1,05-2,56) se mantuvo la mayor riesgo para el desarrollo de cáncer urotelial, y la heterogeneidad entre los estudios fue baja (
Q
= 2,55,
P = 0,28
,
me
2
= 22%).
Otros cánceres
los estudios individuales investigaron la asociación entre los
-160A
transportistas y de pulmón [19] (OR = 2,81, IC del 95% = 1,36 a 5,83,
P = 0,0005
), nasofaríngeo [12] (OR = 2,02, 95% CI = 1,20-3,41,
P = 0,0008
), tiroides [17] (OR = 2,35, IC del 95% = 1,39 a 3,99,
P
= 0,0001), de endometrio [13] ( OR = 1,93, IC del 95% = 1.19 a 3.14,
P = 0,0008
), por vía oral [15] (OR = 0,57, IC del 95% = 0,41-0,80,
P
= 0,0001) , de páncreas [11] (OR = 1,62, IC del 95% = 2,63,
P
= 0,05), el hígado [16] (OR = 0,85, IC del 95% = 0,56 a 1,29,
P
= 0,44), de cuello uterino [13] (OR = 1,22, IC del 95% = 0,77 a 1,95,
P
= 0,39), y de ovario [14] (OR = 0,93, IC del 95% = 0,63-1,37 ,
P
= 0,71) y el cáncer de linfoma [18] (OR = 0,91, IC del 95% = 0,51 a 1,60,
P
= 0,74). El número exacto de casos y controles a través de conjuntos de datos para cada tipo de cáncer se muestra en la Tabla 1. El estimado O indicó que el
-160A
alelo de la
E-cadherina
gen proporciona un mayor riesgo para el desarrollo de pulmón, nasofaringe, de tiroides, de endometrio y el cáncer oral, pero la credibilidad de estas asociaciones fue considerado "débil" después de la aplicación de las directrices provisionales Venecia [9]. Debido a la importancia de la
-160C /A
polimorfismo en los cánceres humanos, se proporcionará muchos más datos en el futuro para mejorar la potencia estadística en estos tipos de cáncer.
Discusión
el meta-análisis realizado en este documento se indicaba que el
-160AA
homocigoto predispuesto sus portadores uroteliales cáncer. Los portadores del
-160A
alelo tenían un mayor riesgo de cáncer de próstata. La susceptibilidad etnia dependiente de
-160A
portadores de cáncer gástrico [3] desaparecieron con la inclusión de pruebas actualizado, mientras que la susceptibilidad se demostró en el cáncer de próstata. La credibilidad de los estudios individuales que investigaron la asociación de la
-160A
alelo con cáncer de pulmón, nasofaringe, páncreas, tiroides, de endometrio y cáncer oral fue considerado "débil", que requiere una verificación adicional. No se encontró evidencia de que el
-160A
alelo predispuesto a sus portadores de mama, colorrectal, de esófago, ginecológicos, gástrico o cáncer de hígado o linfoma.
El meta-análisis, que no se mantiene , puede llegar a ser fuera de fecha o engañosa. Sesgo y una mayor heterogeneidad surgieron debido a la mayor inclusión de nuevas pruebas, lo que sugiere la necesidad de más estudios en relación con la
-160C /A
polimorfismo y el riesgo de cáncer, especialmente aquellos con una rigurosa selección de muestras de casos y controles y la la presentación de informes de más estudios con una muestra de gran tamaño y los resultados negativos. Además de sesgo de publicación, que es popular en los metanálisis, diferentes mecanismos pueden dar lugar a una asimetría en los gráficos de embudo, incluyendo una heterogeneidad real resultante de diseño del estudio inadecuada [58].
Los estudios de casos y controles combinados autores, que son relativamente más práctico y barato que los estudios prospectivos de cohorte en la investigación de las relaciones entre los factores de riesgo y enfermedades sospechosas, especialmente aquellos con baja incidencia, como el cáncer. Sin embargo, la preocupación fundamental en el diseño de los estudios de casos y controles es la elección de muestras de casos y controles, en especial una población de control apropiada, teniendo en cuenta los criterios de diagnóstico explícitos para los cánceres. controles ideales deben ser un grupo general de personas sin la enfermedad de interés, de la que surgen los casos calificados, una vez diagnosticadas. Este grupo general no excluye que los que tienen otro tipo de enfermedad, mientras que ninguna relación se debe esperar entre el estado saludable del control y el investigado "factor de riesgo" debido a que la correlación puede exagerar o subestimar la estimada OR general [59].
los controles seleccionados en los estudios que investigaron la asociación entre el
-160C /a
polimorfismo y el riesgo de cáncer de próstata podría dividirse en salud [30], [32], sanos de la misma [31], [33] , [35], [38], la hiperplasia benigna de próstata [29], la hiperplasia prostática benigna y saludable [34], [37] y la hiperplasia benigna de próstata o de otros [36]. La posterior análisis de subgrupos estratificados por controles en los conjuntos de datos de cáncer de próstata indica la homogeneidad en cada estrato, lo que indica que la varianza entre los estudios en el subgrupo de próstata el resultado de diferentes controles. Sin embargo, también hay que señalar que la reducción de la heterogeneidad también puede ser consecuencia de una reducción de la potencia para el Q-test, debido al tamaño pequeño de la muestra en algunos subgrupos.
Además, una pregunta surgió debido a la baja expresión nivel de e-cadherina en la hiperplasia benigna de próstata [60], [61] y las enfermedades uroteliales [62], [63], lo que también podría haber resultado de la
-160A
polimorfismo en la región promotora del
E-cadherina. Si la relación entre el
-160C /A
polimorfismo de
E-cadherina
e hiperplasia prostática benigna y otras enfermedades uroteliales no podía excluirse, la selección de los pacientes con estas enfermedades como controles no podrán ser adecuado. Hemos probado Hardy-Weinberg en el lugar de polimorfismo en las muestras de control, y la desviación podría ser un síntoma de asociación con la enfermedad [64]. Sin embargo, no había ninguna garantía de que, tras el equilibrio de Hardy-Weinberg excluye una relación entre la distribución del alelo y las enfermedades susceptibles [65].
La desviación de Hardy-Weinberg en una muestra aleatoria podría ser debido a la endogamia, estratificación de la población, o la selección, y puede ser indicativo de ensayos problemáticos [64], [65]. La heterogeneidad en pruebas sobre el cáncer urotelial se ha reducido considerablemente a cero después de la exclusión de los estudios que se desviaron significativamente de equilibrio de Hardy-Weinberg, lo que puede indicar una elección inadecuada de las muestras de control en estos estudios. Hemos observado que el estimado o cualitativamente cambió con o sin exclusión de los estudios en
-160A
portadores, aunque se mantuvo en
AA
homocigotos. Puede que no sea necesario tener en cuenta la desviación de equilibrio de Hardy-Weinberg en los pacientes, mientras que debería ser un requisito previo para el control o muestras al azar para estar en equilibrio de Hardy-Weinberg.
La prueba Harbord detectó sesgo de publicación significativo en
-160A
portadores con cáncer urotelial. Sin embargo, con exclusión de dos conjuntos de datos [53], [54] que se desviaron de equilibrio de Hardy-Weinberg eliminado efectivamente no sólo la heterogeneidad significativa, sino también el sesgo de publicación (
P = 0,166
). Además, se estima que en común o ya no se indica ninguna predisposición en
-160A
portadores (OR = 1,18, IC del 95% = 0,98-1,43). el sesgo de publicación significativo también se detectó en
-160A
portadores con cáncer de próstata mediante la prueba de Harbord, que indica "efectos de los estudios pequeños 'en los datos. Los estudios pequeños son sistemáticamente sesgados hacia una asociación más alta, lo que puede deberse a cualquiera de su calidad metodológica deficiente o su sesgada elección de los grupos de alto riesgo [8]. Se necesitan más estudios para abordar adecuadamente el sesgo de los datos existentes en relación con
-160A
transportistas y el cáncer de próstata, especialmente los estudios con una muestra de gran tamaño y los resultados negativos.
Hemos observado que la exclusión del conjunto de datos de GRÜNHAGE et al. [24] a partir de datos relativos a cáncer colorrectal reduce su heterogeneidad moderada a baja, y las RUP generales estimados fueron cambiados cuantitativamente. El conjunto de datos excluidos investigó la asociación entre el
-160C /A
polimorfismo y el cáncer colorrectal familiar, que es un tipo específico de cáncer que representa aproximadamente el 20% del cáncer colorrectal. El fuerte historia familiar sugiere factores de susceptibilidad heredada adicionales que aún no se han definido [24]. La diferencia inherente entre el cáncer colorrectal familiar y esporádica puede dar lugar a la estratificación de muestras de casos; Sin embargo, el análisis de subgrupos estratificados por este tipo no era aplicable debido a la falta de disponibilidad del tipo exacto de cada caso a partir de los datos originales.
En resumen, el análisis combinado de estos estudios de casos y controles indicaron que
-160A Red de la
e-cadherina
gen es un alelo de susceptibilidad tumoral para el desarrollo de uroteliales y de próstata; Sin embargo, esta conclusión se basa en los resultados no ajustados, y se necesitan más estudios. Los
AA
portadores homocigotos tienen un riesgo mayor para el desarrollo de cáncer de próstata y uroteliales. La asociación entre el
-160A
alelo y el pulmón, nasofaringe, de tiroides, de endometrio y cáncer oral indican los estudios individuales necesita una validación adicional.
Apoyo a la Información
Figura S1. Francia El diagrama de flujo para el proceso de examen y los resultados de inclusión y exclusión.
doi: 10.1371 /journal.pone.0040219.s001 gratis (TIF)
figura S2.
El metanálisis de los
-160A
asociación con catorce tipos de cánceres (a marzo de 2012). La odds ratio (OR) y los intervalos de confianza del 95% (IC) se muestran en una escala logarítmica. Eventos y totales representan el número de
-160A
portadores del alelo y todos los genotipos, respectivamente
doi:. 10.1371 /journal.pone.0040219.s002 gratis (TIF)
Tabla S1.
Características de los 47 estudios de casos y controles incluidos en este meta-análisis.
doi: 10.1371 /journal.pone.0040219.s003 gratis (DOC) sobre Table S2.
Distribución de los tres genotipos en el
E-cadherina -160C /A
sitio polimórfico entre las muestras de casos y controles de 47 estudios de casos y controles en este meta-análisis.
doi: 10.1371 /journal.pone.0040219.s004 gratis (DOC) sobre Table S3.
información detallada sobre la valoración de la prueba en cada tipo de cáncer.
doi: 10.1371 /journal.pone.0040219.s005 gratis (DOC)