Extracto
Antecedentes
El cáncer colorrectal (CCR) es el tercer tipo de cáncer común y la cuarta causa principal de muerte por cáncer en todo el mundo. Un polimorfismo de un solo nucleótido (SNP), rs961253 situado en 20p12, fue descrita en primer lugar, que se asocia con el aumento del riesgo de CCR en un estudio de asociación del genoma; Sin embargo, estudios más recientes de replicación dieron resultados controvertidos.
Metodología /Principales conclusiones
Un estudio de casos y controles de base hospitalaria en una población china se llevó a cabo en primer lugar, y luego un meta-análisis que combina la se realizaron estudios actuales y publicadas con anterioridad para explorar el efecto real de rs961253 en la susceptibilidad CRC. En la población china incluyendo 641 casos y 1037 controles, per-A-alelo confiere un OR de 1,60 (IC del 95% = 01/26 a 02/02) bajo modelo aditivo. En el meta-análisis que incluyó 29859 casos y controles, 29696 per-A-alelo tienen un OR de 1,13 (IC del 95% = 01.09 a 01.18), bajo un modelo de efectos aleatorios debido a la heterogeneidad (
P = 0,019
). Sin embargo, la heterogeneidad puede ser totalmente explicado por el origen étnico, con el
tau
2
reduce a 0 después de incluir el origen étnico en el modelo de meta-regresión. En el análisis estratificado por grupo étnico, per-A-alelo tuvo OR de 1,34 (IC del 95% = 1,20-1,50) y 1,11 (IC del 95% = 01.08 a 01.14) para Asia y Europa, respectivamente, sin heterogeneidad. se observó influencia Modest de cada estudio en estimación global en el análisis sensible y evidente tendencia a la asociación significativa se observó en el análisis acumulativo en el tiempo, junto indicando la robusta estabilidad de los resultados actuales.
Conclusiones /Importancia
los resultados de nuestro estudio y el metanálisis, firme evidencia de que rs961253 contribuyó significativamente al riesgo de CCR, tanto en población asiática y europea
Visto:. Zheng X, L Wang, Zhu y, Guan Q, Li H, Xiong Z, et al. (2012) Los SNP rs961253 en 20p12.3 se asocia con riesgo de cáncer colorrectal: Estudio de casos y controles y un meta-análisis de la literatura publicada. PLoS ONE 7 (4): e34625. doi: 10.1371 /journal.pone.0034625
Editor: Hirofumi Arakawa, Centro de Investigación del Cáncer del Instituto Nacional, Japón
Recibido: December 24, 2011; Aceptado: March 2, 2012; Publicado: 11 Abril 2012
Derechos de Autor © 2012 Zheng 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 la Fundación Nacional de Ciencias Naturales de China [SNCF-81001275 y 81171878 de XM] y la Fundación Fok Ying Tung para jóvenes maestros en las instituciones de educación superior de China (131038) para XM 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
el cáncer colorrectal (CCR) es la tercera enfermedad común y la cuarta causa de mortalidad por cáncer en el mundo, con más de 1,2 millones de incidencias en todo el mundo cada año y aproximadamente 630.000 muertes por año CRC [1]. CRC es un rasgo complejo influenciado por factores ambientales y genéticos y sus interacciones. Análisis de concordancia en los gemelos fenotipo refleja la fuerte componente genético para el desarrollo de CRC [2], que es responsable de ~ 35% del total de CRC. Sin embargo, las mutaciones en la línea germinal de alto riesgo en unos pocos genes, como
APC
, la reparación de genes (
MMR) genes
,
SMAD4
, y
BMPR1A
, explicó & lt; 5% del total de CRC [3]. La creciente evidencia de estudios epidemiológicos se ha invocado el paradigma de la enfermedad alelo común común en el CCR. Recientes estudios de asociación del genoma (GWA) han validado esta hipótesis y implicados múltiples polimorfismos comunes de nucleótido único (SNPs) que contribuyen a la susceptibilidad CRC [4] - [12]. Entre estos SNP, rs961253 (20p12.3), situado en la proximidad de la proteína morfogenética ósea 2 gen (
BMP2
), fue en primer lugar identificado por Houlston et al. que se asociaron significativamente con el riesgo de CCR en el meta-análisis de dos GWAS que comprende 6780 casos y 6843 controles [5]. BMP2, como un miembro clave del factor de crecimiento transformante beta (TGF-β) superfamilia, se ha demostrado que inhibe el crecimiento de células epiteliales del colon y promover la apoptosis e implican por lo tanto crítico en el desarrollo de CRC [13]. Sin embargo, en los estudios de replicación más resultados han sido inconsistentes [14], [15]. En parte, la dificultad de la replicación se produce posiblemente debido a la modesta efecto de este SNP, con una odds ratio (OR) de 1,12 reportado para el alelo menor; por lo tanto, los pequeños estudios de asociación genética tienen una falta de potencia y pueden fallar al replicar esta asociación. Además, debido a los fenómenos "maldición del ganador" eso o de la variante de la enfermedad por lo general se sobreestimó en el estudio inicial positiva, el tamaño necesario de la muestra de estudio de replicación se estaría subestimando en que se encuentren sobre el inicialmente reportado O, entonces la replicación sería de poca potencia y, posiblemente, fallar [16]. Sin embargo, el meta-análisis, una herramienta estadística para el peinado de datos entre los estudios, es de gran alcance para aclarar resultados inconsistentes en estudios de asociación genética debido a su aumento exponencial de tamaño de la muestra [17]. Por lo tanto, en este estudio, se realizó un meta-análisis, la combinación de los resultados de la literatura publicada y nuestro estudio de casos y controles en el presente documento realizado en una población china, para proporcionar una estimación más precisa de la asociación entre rs961253 y el riesgo de CCR.
Materiales y Métodos
Estudio de la población
Un total de 641 casos incidentes de CRC y 1037 controles fueron reclutados entre 2009 y 2011 en el hospital de Tongji de la Universidad Huazhong de Ciencia y Tecnología (HUST), Wuhan, china. Todos los sujetos no estaban relacionados étnicos chinos Han en la región de Wuhan. Los casos han sido confirmados con histológico CRC primaria y no habían recibido tratamiento previo a la recogida de muestras de sangre. Los controles fueron individuos libres de cáncer seleccionados al azar de un programa de chequeo de salud en el mismo hospital en el mismo período que se inscribieron los casos. Los controles fueron emparejados por la frecuencia de casos por edad (± 5 años) y el género. En la contratación, una muestra de sangre periférica de 5 ml se recogió de cada sujeto después se obtuvo el consentimiento informado por escrito. Este estudio fue aprobado por las juntas de revisión institucional del Hospital Tongji de HUST.
Genotipado
El ADN genómico fue extraído a partir de 5 ml de muestra de sangre periférica mediante el Relax Gen DNA Blood System DP319-02 (Tiangen, Beijing, china) según las instrucciones del fabricante. Los genotipos de SNP rs961253 se determinó mediante el genotipado SNP ensayo TaqMan (Applied Biosystems, Foster City, CA) usando el sistema de PCR en tiempo real rápida 7900HT (Applied Biosystems, Foster City, CA). Para el control de calidad, las muestras duplicadas 5% fueron seleccionados al azar para evaluar la reproducibilidad, con una tasa de concordancia del 100%.
Análisis estadístico
El
χ
2
prueba, prueba exacta de Fisher, y
t
ensayo se aplicaron a las diferencias estimadas en la distribución de las características demográficas y genotipos entre los casos y controles, en su caso. Hardy-Weinberg (HWE) fue evaluada por la bondad del ajuste χ
2test para los genotipos en el grupo de control. Bajo el modelo de regresión logística multivariante, la genotípica OR y su IC del 95% se calcularon después de ajustar por edad y sexo, con la referencia de los homocigotos común. Para evitar las suposiciones de los modelos genéticos, aditivo y modelo dominante para rs961253 en asociada con CRC también se analizaron. Todo lo anterior análisis estadísticos se llevaron a cabo en el SPSS v12.0.
El metanálisis de rs961253 en asociación con el CRC riesgo
Para confirmar la participación de rs961253 en la susceptibilidad CRC, un meta-análisis la combinación de los estudios publicados y nuestro estudio de casos y controles se llevó a cabo. Se realizaron búsquedas en las todas las publicaciones actualizadas a octubre de 2011, desde el PubMed, EMBASE y bases de datos ISI Web of Science y sin restricción de idioma, utilizando la estrategia de búsqueda basada en 'rs961253, BMP2 o 20p12.3' los términos en combinación con 'neoplasmor colorrectal cáncer colonrectal'. Las referencias que figuran en los artículos recuperados también se comprobó la falta de información. Los criterios de inclusión fueron: (1) de casos y controles anidados o estudio de casos y controles para evaluar la asociación entre el riesgo de CCR rs961253and; (2) proporcionar los datos para el cálculo de odds ratio genotípica (OR) con sus correspondientes intervalos de confianza del 95% (IC del 95%); (3) los genotipos en los controles que están en equilibrio de Hardy-Weinberg (
P Hotel & gt; 0,01). Se excluyeron los estudios con animales, opiniones, simplemente comentarios e informes de casos. Estudio de la coincidencia con otros estudios debe ser eliminada, y se seleccionó el que tiene mayor número de pacientes. . Si más de una población geográfica o étnica se incluyeron en un informe, cada población se considera por separado
Los siguientes datos fueron extraídos de cada estudio: nombre del primer autor, año de publicación, el diseño del estudio, la ubicación geográfica o el origen étnico de la población de estudio, fuente de control, tamaño de la muestra, método de genotipificación, la tasa de hombre /mujer, con una edad media, las frecuencias de los genotipos en los casos y controles. Hardy-Weinberg en los controles se estimó de nuevo en el meta-análisis de la bondad del ajuste χ
2 test (
P Hotel & gt; 0,01). agrupados frecuencia del alelo A en diferentes poblaciones étnicas se estimó mediante el método de la varianza inversa descrito previamente por Thakkinstian et al. [18] .ORs e IC 95% como las métricas de tamaño del efecto se han recalculado para los genotipos AA frente a CC y AC frente a CC. Un modelo genético dominante se supuso para la rs961253, y un aditivo "per-alelo" modelo también se consideró. El se estimó mediante la asignación de puntuaciones de 0, 1, y 2 para los genotipos CC, CA, y AA, respectivamente, y el cálculo del IO por unidades de puntuación por el modelo de regresión logística por alelo-O del alelo. la heterogeneidad entre los estudios en todas las comparaciones elegibles fue estimada por el Cochran de
Q
estadística y el
Me
2
métrica. La heterogeneidad se consideró significativo a
P Hotel & lt; 0,10 para el estadístico Q [19]. Para el
Me
2 se utilizaron
, los siguientes puntos de corte métricas:
Me
2
= 0-25%, sin heterogeneidad;
Me
2
= 25-50%, heterogeneidad moderada;
Me
2
= 50-75%, gran heterogeneidad;
Me
2
= 75-100%, la heterogeneidad extrema [20]. Un modelo de efectos fijos, utilizando el método de Mantel-Haenszel [21], se aplicó a los datos de agrupación de los estudios cuando la heterogeneidad se basa insignificante en
P Opiniones de estadística Q superior a 0,1; de lo contrario, un modelo de efectos aleatorios, utilizando el método de DerSimonian y Laird [22], se aplicó. Para explorar las fuentes de heterogeneidad entre los estudios, se empleó un modelo de meta-regresión [23]. Las características pre-especificados para la evaluación de las fuentes de heterogeneidad fueron: el origen étnico de la población (Asia y Europa), fuente de control (la población y el hospital de controles basados), tipo de estudio (replicación y GWA estudios), tamaño de la muestra (≤2000 y & gt; 2000 sujetos) y el método de determinación del genotipo (de alto rendimiento y ensayos de bajo rendimiento). A continuación se realizó un análisis estratificado, de acuerdo con las posibles fuentes de heterogeneidad reportados por análisis de meta-regresión. Se realizó un análisis de sensibilidad para evaluar la influencia de cada estudio sobre la estimación global [24]. análisis acumulativo se realizó mediante la variedad de tiempos de publicación [25]. El sesgo de publicación se evaluó mediante el gráfico en embudo [26], la prueba de Egger [27], y la moldura y llenan método [28], que estima el número y los resultados de los estudios potencialmente perdidos como resultado de un sesgo de publicación. Todos los análisis estadísticos se realizaron en STATA V11.0, y todos
Los valores P ¿Cuáles son dos colas con un nivel significativo de 0,05.
Resultados
estudio de casos y controles resultados
características de la población.
Un total de 641 casos incidentes de cáncer colorrectal y 1037 controles de la misma frecuencia, se inscribieron en este estudio. Como se muestra en la Tabla 1, los varones eran el 59,9% entre los casos en comparación con el 59,1% de los controles. La edad media fue 56.31 años (± 12,59) para los casos y 57.24 años (± 10,86) para los controles. No hubo diferencias significativas en la distribución de sexo (
P = 0,748
) y la edad (
P = 0,119
) entre la caja y el grupo de control.
Análisis de Asociación .
la Tabla 2 muestra la distribución de los genotipos rs961253 en casos y controles. Genotipos en los controles estaban de acuerdo con el equilibrio de Hardy-Weinberg (
P = 0,277
). No se observó diferencia significativa en la distribución de genotipos entre los casos y controles (
χ
2
= 16.33,
P Hotel & lt; 0,001). En el modelo de regresión multivariante, los portadores del genotipo CA mostraron un aumento significativo del riesgo de CRC en comparación con los portadores del genotipo CC (OR = 1,56, IC 95% = 1.21 a 2.1). Debido a la baja frecuencia del genotipo AA en esta población de estudio, un modelo dominante era realizar, mediante la combinación de la AA con el CA en un vehículo A (AA más CA) grupo, para aumentar el poder estadístico para la estimación del riesgo de CRC. Se encontró que los portadores A tienen un OR de 1,61 en comparación con los portadores del genotipo CC (IC 95% = 01/25 a 02/06). Además, el aumento significativo del riesgo de CRC también se encontró en el modelo aditivo, con per-A-alelo OR de 1,60 (IC del 95% = 1.26 a 2.2).
Los resultados del metanálisis
características del estudio.
Como se muestra en la Figura S1, 8 informes fueron juzgados para encajar de manera preliminar los criterios de inclusión. Después de una evaluación detallada, 2 informes con datos incompletos fueron retirados después de contactar con los autores por correo electrónico [29], [30]. 3 informes comparten la misma muestra [5], [31], [32], de los cuales, Tomlinson et al. [32] fue seleccionado debido a que la muestra más grande, aunque Houlston et al. fue el primero en sugerir la asociación de rs961253 [5]. Por último, 4 informes, además de nuestro estudio de casos y controles que comprende 17 estudios de casos y 29859 29696 controles fueron incluidos en este meta-análisis [14], [15], [32], [33]. Entre estos, se llevaron a cabo 14 estudios en Europa y 3 en Asia (Tabla S1). Genotipos de rs961253 en los controles se ajustaban a Hardy-Weinberg para todos los estudios incluidos (
P Hotel & gt; 0,01)..
Frecuencia de alelo de riesgo en la población de control
Se ha producido heterogeneidad significativa en el grupo europeo (
P Opiniones de heterogeneidad & lt; 0,001,
me
2
= 71,1%). La agrupados frecuencia del alelo A fue del 35,4% (IC del 95% = 34,6% -36,2%) en los controles europeos bajo el modelo de efectos aleatorios, que era notablemente superior a la de 8,1% en los controles de Asia, sin heterogeneidad (IC del 95% = 7,5 % -8,6%,
P
para la heterogeneidad = 0,449;.. Figura S2)
metanálisis general de rs961253 en asociada con CRC
en el modelo genotípico, un aumento significativo se observó riesgo de CCR para el AC frente a CC (OR = 1,14, IC del 95% = 01.10 a 01.18; Tabla 3) bajo el modelo de efectos fijos (
P
para la heterogeneidad = 0,167). Se observó una heterogeneidad marginal en el AA frente a CC (
P
para la heterogeneidad = 0,102), así como en el modelo dominante (
P
para la heterogeneidad = 0,099), mientras que se encontró heterogeneidad significativa en aditivo modelo (
P
para la heterogeneidad = 0,019). Por lo tanto, se aplicó un modelo de efectos aleatorios para el genotipo AA, los modelos dominantes y aditivos, y todos estos modelos genéticos confirió aumento significativo del riesgo de CCR, con OR de 1,25 (IC del 95% = 1,16-1,34), 1,17 (IC del 95% = 1.12 a 1.22) y 1.13 (95% IC = 1.9 a 1.18), respectivamente.
-análisis de regresión Meta y análisis estratificado.
Para explorar las posibles fuentes de entre- estudio de la heterogeneidad bajo modelo aditivo, se realizó un análisis de meta-regresión. Una regresión vacío se ejecuta en primer lugar, para estimar el valor de referencia para
tau
2 gratis (
tau
2
= 0,0019), y luego un modelo univariante serie se llevó a cabo mediante la adición de un solo covariables incluyendo el origen étnico de la población, fuente de control, el tipo de estudio, tamaño de la muestra, y el método de genotipificación. En el análisis univariante, el modelo que incluye la etnia redujo el
tau
2
valor a 0, y el ajustado
R
2
valor fue del 100% (
P
= 0,004), lo que sugiere el origen étnico podría explicarse totalmente la heterogeneidad entre los estudios en el modelo aditivo. Además, se realizó un análisis estratificado por grupo étnico. En la población europea, todos los modelos genéticos no mostraron evidencia de heterogeneidad (
P Opiniones de heterogeneidad & gt; 0,1,
Me
2
= 0), y el presente aumento significativo del riesgo de CCR, con RUP de 1,12 (IC del 95% = 01.08 a 01.16), 1,23 (IC del 95% = 1.17 a 1.30), (IC del 95% = 1.10 a 1.18) 1.14 y 1.11 (IC 95% = 01.08 a 01.14) para el genotipo AC frente CC, AA frente a CC, y los modelos dominantes y aditivos, respectivamente. En población asiática, sólo el modelo genotípico de AA frente a CC mostró una heterogeneidad significativa (
P
para la heterogeneidad = 0,012,
Me
2
= 77,2%). Todos los modelos genéticos presentan mayor riesgo significativo de CRC a excepción de la AA frente a CC (Tabla 3). También mayor efecto de la variante A se observó en Asia que en Europa.
Análisis de sensibilidad.
Desde que se observó heterogeneidad significativa entre los estudios para el modelo aditivo, se realizó un análisis de sensibilidad para evaluar el efecto de cada estudio en la estimación combinada bajo un modelo de efectos aleatorios. Como se muestra en la Tabla 4, una serie de OR combinado con un 95% IC producido en varias ocasiones después de la eliminación de cada estudio en particular continuamente exceder el 1,0 y el OR combinado fue similar antes y después de la eliminación de cada estudio. Se observaron resultados igualmente para otros modelos genéticos que ningún estudio significativamente cambiar el OR agrupados, lo que indica la sólida estabilidad de los resultados actuales.
acumulativa meta-análisis.
análisis acumulativo de la asociación de rs961253 con el CRC se llevó a cabo a través de la variedad de estudios por el tiempo de publicación. Como se muestra en la Figura 1, inclinaciones hacia asociación significativa fueron evidentes con el tiempo en todos los modelos genéticos. Además, los IC del 95% se hicieron cada vez más estrecha entre la acumulación de más datos, lo que sugiere la precisión de las estimaciones fue impulsado progresivamente por la adición de más continua muestra
(A) de la AC frente a CC.; (B) el AA frente a CC; (C) el modelo dominante; (D) el modelo aditivo.
El sesgo de publicación.
Como se refleja en el gráfico de embudo y la prueba de Egger, no hubo sesgo de publicación en los modelos genotípicas de AC frente a CC y AA frente a CC y el modelo dominante (
P Opiniones de prueba de Egger = 0,269, 0,198, y 0,187, respectivamente), mientras que un sesgo de publicación marginalmente significativa se observó en el modelo aditivo (
P Opiniones de prueba de Egger = 0,047). A continuación, un método de ajuste y relleno se llevó a cabo bajo el modelo de efectos aleatorios. Sin embargo, no se llevó a cabo el recorte y la estimación combinada se mantuvo sin cambios, lo que indica nuestro resultado fue estadísticamente robusto.
Discusión
En este estudio, se encontró una asociación significativa entre rs961253 y el cáncer colorrectal en la población china . Además, los siguientes datos de la puesta en común de meta-análisis de la corriente y 16 estudios publicados anteriormente indicados asociación significativa de rs961253 con el CRC bajo modelos genotípica, dominantes y aditivos. análisis acumulativo confirmó además la asociación significativa, que muestra el efecto de la variante se hizo progresivamente significativa con cada acumulación de más datos en el tiempo. Para mejor de nuestro conocimiento, este meta-análisis publicado en primer lugar, combinados estudios de asociación y los estudios de replicación para reflejar un efecto precisión de rs961253 en el riesgo de CCR.
rs961253 se encuentra en 20p12.3, una región carente de genes o predecirse proteína de codificación de las transcripciones. Sin embargo, BMP2 mapas 342 telomérica kb a este locus [5], que es uno de los iniciadores de la señalización de BMP mediante la unión a sus receptores correspondientes. la señalización de BMP puede suprimir la vía Wnt para asegurar un control equilibrado de intestinal de células madre de auto-renovación [34]. Como se refleja en los estudios anteriores, las mutaciones de la vía de BMP se han descrito en la poliposis juvenil [35], un síndrome hereditario que predispone a la CRC. Recientemente, el papel de la supresión tumoral de la señalización de BMP se ha establecido, y de la vía BMP ha sido inactivado en hasta el 70% de CCR esporádico [36]. Teniendo en cuenta toda esta información, aunque ningún informe función era concerniente a la rs961253, se ha especulado que este locus podría alterar la transducción de la señalización de BMP por el efecto sobre BMP2 y afectar así la incidencia de CRC [37]. Sin embargo, después de que el primer estudio GWA relativa rs961253, las repeticiones de seguimiento han arrojado resultados inconsistentes.
En este estudio, los datos de la población china indicó que el aumento del riesgo se asoció significativamente con el genotipo CA en comparación con el genotipo CC, y la relación significativa similares mantenidos bajo los modelos dominantes y aditivos. Para el genotipo AA, debido a la baja frecuencia en esta población, pero no hemos podido estimar su efecto preciso. La siguiente meta-análisis, incluyendo los casos 29859 y 29696 controles, proporciona una potencia de 100% para estimar la asociación entre rs961253 y CRC. Los resultados indicaron que todos los modelos genéticos confieren significativo aumento del riesgo de CCR. Sin embargo, aunque no había evidencia obvia de heterogeneidad entre los estudios para los modelos aditivos, la heterogeneidad había sido totalmente explicada por el origen étnico de la población de estudio de acuerdo con el resultado del análisis de meta-regresión. A continuación, se realizó un análisis estratificado por grupo étnico. En la población europea, se eliminó la heterogeneidad, y todos los modelos genéticos del alelo Una variante todavía se asociaron significativamente con un mayor riesgo, mientras que todos los modelos genéticos en Asia confirió también un mayor riesgo sin evidencia de heterogeneidad, excepto para el modelo de AA genotípica. Después de comparar razón hombre /mujer, con una edad media de MAF y alelo de riesgo, no existe ningún dato importante entre Asia y Europa, excepto MAF del alelo de riesgo. Por lo tanto, la varianza del efecto del genotipo AA entre Europa y Asia puede atribuir al diferente origen étnico caracterizado por diferencia de frecuencia de alelos, con agrupada A frecuencias de los alelos de un 35,4% en Europa y del 8,1% en Asia. Además, OR de modelos genéticos en Asia eran más grandes que las de Europa. En consideración a la relación inversa entre la frecuencia de los alelos y tamaño del efecto basado en la depuración de selección [38], hemos propuesto que la variante rs961253 podría tener un efecto mayor en Asia que europea.
Etnicidad también se reflejó como el principal origen de las heterogeneidad en el análisis de sensibilidad, mostrando que grado de heterogeneidad se redujo después de la exclusión del único estudio en Asia. Además, no existe ningún estudio influyó en las RUP en general cualitativamente para todos los modelos genéticos, lo que sugiere la gran estabilidad de los resultados actuales. El análisis acumulativo proporcionan apoyo adicional a los resultados actuales, lo que indica que a medida que la acumulación de más datos a través del tiempo, la precisión de las estimaciones se ha mejorado de forma continua y tendencia hacia una asociación significativa era cada vez más evidente. El sesgo de publicación también se evaluó exhaustivamente en este estudio. No se encontró evidencia de sesgo de publicación en todos los modelos genéticos, excepto para el modelo aditivo como se refleja en el gráfico de embudo y la prueba de Egger. Además, se aplica el método y relleno de ajuste para ajustar el sesgo de publicación. Sin embargo, resultado mostró que el metanálisis con o sin el método de ajuste y relleno no llamar la estimación del efecto diferente. Tomados en conjunto, los resultados de este meta-análisis son sólidos y fiables.
A pesar de la clara fortaleza del presente estudio produciendo suficiente energía, algunas limitaciones deben ser tratados. CRC es un rasgo complejo causada tanto por factores genéticos y ambientales; Sin embargo, carece de datos del entorno limitado nuestra evaluación adicional de la interacción entre genes y medio ambiente. Aunque la asociación entre rs961253 y el CRC ha sido confirmada en este estudio, si este SNP es causal sigue siendo incierta.
En conclusión, los resultados de nuestro estudio en la población china y el meta-análisis de la combinación de diferentes etnias proporciona un mayor descripción exacta de la función de rs961253 en CRC susceptibilidad, lo que sugiere que la variante de rs961253 se asoció con un mayor riesgo de CRC, y la variante puede cedido efecto mayor en los asiáticos que los europeos. Sin embargo, multa de cartografía de la región 20p12.3 o análisis de la función debe imponerse para identificar la variante causal.
Apoyo a la Información
Figura S1. diagrama de flujo para la selección
estudio.
doi: 10.1371 /journal.pone.0034625.s001 gratis (TIF)
figura S2.
agrupados frecuencia del alelo A en los controles de Europa y Asia.
doi: 10.1371 /journal.pone.0034625.s002 gratis (TIF)
Tabla S1.
Las características de los estudios incluidos en el meta-análisis para la asociación de rs961253 con el CRC.
doi: 10.1371 /journal.pone.0034625.s003 gratis (DOC)
Lista de verificación S1. Lista de comprobación
PRISMA.
doi: 10.1371 /journal.pone.0034625.s004 gratis (DOC)