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PLOS ONE: la variante genética en el cromosoma 10p14 se asocia con el riesgo de cáncer colorrectal: resultados de un estudio de casos y controles y un meta-Analysis


Extracto

Antecedentes

Un solo nucleótido común polimorfismo (SNP), rs10795668, situado en 10p14, fue identificado por primera vez que se asociaron significativamente con el riesgo de cáncer colorrectal (CCR) por un estudio de asociación de genoma completo (GWAS) en 2008; Sin embargo, otro GWAS y siguientes estudios de replicación han mostrado resultados conflictivos.

Métodos

Se realizó un estudio de casos y controles de 470 casos y 475 controles en una población china y luego realizó un meta-análisis, integrar el estudio actual y 9 publicaciones para evaluar la asociación entre rs10795668 y el riesgo de CCR. La heterogeneidad entre los estudios y el sesgo de publicación se evaluó por el
χ
2
basado en la prueba estadística Q y la prueba de Egger, respectivamente.

Resultados

En el caso-control se observó estudio, la asociación significativa entre el SNP y el riesgo de CCR, con per-A-alelo OR de 0,71 (IC del 95%: 0,54 hasta 0,94,
P = 0,017
). La siguiente meta-análisis confirmó aún más la asociación significativa, con per-A-alelo OR de 0,91 (IC del 95%: 0,89 a 0,93,
P
heterogeneidad Hotel & gt; 0,05) en la población europea y 0.86 ( IC del 95%: 0,78-0,96,
P

heterogeneidad & lt; 0,05) en la población asiática. Además, los análisis de sensibilidad y evaluación del sesgo de publicación indicará la estabilidad robusta y la fiabilidad de los resultados.

Conclusiones

Los resultados de nuestro estudio de casos y controles y el metanálisis seguido confirmaron la asociación significativa de rs10795668 con el riesgo de CCR

Visto:. Qin Q, Liu L, Zhong R, L Zou, Yin J, Zhu B, et al. (2013) La variante genética en el cromosoma 10p14 se asocia con el riesgo de cáncer colorrectal: resultados de un estudio de casos y controles y un meta-análisis. PLoS ONE 8 (5): e64310. doi: 10.1371 /journal.pone.0064310

Editor: Struan Frederick Airth Grant, el Hospital de Niños de Filadelfia, Estados Unidos de América

Recibido: 25 de Enero, 2013; Aceptado: April 10, 2013; Publicado: 22 de mayo de 2013

Derechos de Autor © 2013 Qin 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-81172752, y 81222038-SNCF) y el plan de introducción de talentos de la Universidad Huazhong de Ciencia y Tecnología (Li Liu). 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:. Xiao-Ping Miao es un miembro del Consejo Editorial PLoS ONE. Esto no altera la adhesión de los autores a todas las políticas de PLoS ONE sobre los datos y compartir materiales.

Introducción

El cáncer colorrectal (CCR) es el tercer cáncer más común en los hombres y la segunda en mujeres, con más de 1,2 millones de casos nuevos y 608,700 muertes en el año 2008 en todo el mundo [1]. En los países desarrollados, de acuerdo con la base de datos de Epidemiología Vigilancia y Resultados Finales, el CRC es la segunda causa principal de muerte por cáncer en los países desarrollados, con el riesgo de por vida estimado en un 5-6% [2]. En los países en desarrollo, como China, la tasa de incidencia de CCR han crecido rápidamente en las últimas décadas, especialmente en las zonas urbanas [3]. Shanghai, como una ciudad desarrollada en China, experimentó un aumento anual del 4,2% en la incidencia del cáncer colorrectal, que era incluso mayor que el nivel mundial (2%) [4].

CRC es provocado por la interacción entre genética y factores ambientales. Entre todas las causas de la CRC, heredan los factores genéticos representan aproximadamente el 35% de la etiología de la enfermedad [5]. Sin embargo, las mutaciones de alta penetrancia, tales como los de
APC
,
SMAD4
y
MMR
genes, son responsables de menos del 5% de los casos en la patogénesis de la CRC [6]. Leve o moderadamente alelos penetrantes podrían explicar alrededor del 8,3% de etiología en los casos de agregación familiar [7], [8]. Se espera que la proporción restante de la susceptibilidad heredada es probable que se explica por las variantes de bajo riesgo [6].
Estudios de asociación
genoma completo (GWAS), lo que hizo posible la determinación del genotipo de cientos de miles de solo polimorfismos de nucleótido (SNPs) que la vinculación etiqueta desequilibrio (LD) bloquea en el genoma, se han identificado con éxito nuevos loci de susceptibilidad para la CRC [9] - [19]. Entre estos loci, el SNP, rs10795668, situado en 10p14, en primer lugar fue identificado por Tomlinson, IP et al. que se asociaron significativamente con el riesgo de CCR en un 4 fases GWAS con 18831 casos y 18540 controles en los europeos [18]. Sin embargo, otro GWAS reportados por Peters, U. et al. encontrado ningún papel de esta variante en la susceptibilidad CRC por una prueba de conjunto de 2906 casos y 3416 controles y 10 sistemas de replicación de 8161 casos y 9101 controles en los europeos [17]. En los estudios de replicación, algunos proporcionaron evidencia estadística de este SNP de riesgo de CCR [20] - [22], sin embargo, mucho más no puede replicar esta asociación [6], [23] - [28]. Además, rs10795668 mostró una diferencia de población entre las poblaciones de América europeos, japoneses y africanos [23]. Dado que los patrones de frecuencias alélicas y LD a través de diferentes poblaciones son diferentes, esta variante tiene que ser replicado para determinar su papel en el desarrollo de CCR. Se han realizado los estudios de replicación de la asociación entre el polimorfismo rs10795668 y el CRC en el norte, el sur y el chino de Hong Kong [20], [22], [25]. En esto, se realizó un estudio de replicación que comprende 470 casos y 475 controles en China central. Por otra parte, un meta-análisis que combina el estudio actual y los estudios publicados anteriormente sobre rs10795668 se llevó a cabo de nuevo para aclarar la relación entre este SNP y el riesgo de CCR.

Materiales y Métodos

Ética declaración

el estudio fue aprobado por la junta de revisión institucional de Tongji Medical College de la Universidad Huazhong de Ciencia y Tecnología. Y todos los participantes proporcionaron su consentimiento informado para participar en este estudio escritos.

Las poblaciones de estudio

La población del estudio consistió en 470 casos de CCR con diagnóstico reciente de CRC y 475 controles sin cáncer. Los pacientes fueron reclutados consecutivamente del 1 de enero de 2007 y 31 de noviembre 2009 a la Octava del Hospital de Wuhan, China central, que es un hospital especializado en enfermedades colorrectales y la mayoría de pacientes con cáncer colorrectal en Wuhan y regiones cercanas absorber. Los controles fueron individuos libres de cáncer que viven en los alrededores de la ciudad de Wuhan y regiones, que fueron seleccionados de un grupo de voluntarios sanos que visitan el centro chequeo de salud en el mismo hospital durante el mismo período del reclutamiento de pacientes con CRC. Los criterios de inclusión para los pacientes incluidos histopatológico confirmó CRC, sin quimioterapia o radioterapia previa y ninguna restricción en cuanto a sexo, edad o etapa de la enfermedad. Los casos con poliposis informe de patología designado adenomatosa familiar, enfermedad inflamatoria intestinal, adenoma colorrectal, el síndrome de Lynch, la tuberculosis y la esquistosomiasis intestinal no fueron elegibles. Los criterios de selección de los controles incluyeron individuos libres de cáncer y emparejados con los casos por sexo y edad (± 5 años). Todos los sujetos eran no relacionados étnicos chinos Han. Los datos demográficos y de información de estilo de vida, y médicos fueron recogidos por entrevistadores entrenados a través de entrevista directa utilizando cuestionarios estandarizados. Los datos clínicos fueron extraídos de los registros médicos del hospital. sangre venosa periférica de 5 ml se obtuvo de cada participante.

Genotipado

El ADN genómico fue extraído a partir de muestras de sangre periférica mediante el Sistema RelaxGene DP319-02 Sangre (Tiangen, Pekín, China) de acuerdo con las instrucciones del fabricante. El SNP rs10795668 se genotipo mediante el uso de la plataforma Sequenom MassARRAY (Sequenom San Diego, CA, EE.UU.). Los genotipos fueron llamados usando el software MassARRAY Typer 4.0 [29], [30]. Para garantizar el control de calidad, 5 muestras duplicadas% fueron seleccionados al azar para evaluar la reproducibilidad, con una tasa de concordancia del 100%.

El análisis estadístico

Hardy-Weinberg (HWE) se puso a prueba por una bondad de ajuste
χ
2
prueba para comparar las frecuencias observadas genotipo de las frecuencias genotípicas esperadas en los controles. de Pearson
χ
2
prueba se utilizó para comparar las diferencias en la distribución de las variables categóricas (sexo, tabaquismo, consumo de alcohol y antecedentes familiares de cáncer) y de Student
t-test
WAS utilizado para las variables continuas [edad y el índice de peso corporal (IMC)]. Para el SNP alelo con menor frecuencia (MAF) de 0,35, el poder de nuestro tamaño de la muestra se calculó en 0,72 para detectar un OR de 0,7 en el estudio de casos y controles.

Para el efecto principal de rs10795668, incondicional La regresión logística se realizó para calcular la odds ratio (OR) y sus correspondientes intervalos de confianza del 95% (IC), ajustado por posibles factores de confusión (edad, sexo, tabaquismo, consumo de alcohol y el índice de masa corporal). RUP y IC del 95% como la métrica del tamaño del efecto se calcularon para los genotipos AG y AA frente GG GG frente. Con el fin de evitar la asunción de modelos genéticos, también se analizaron modelos dominantes, recesivos y aditivos. Los análisis de interacción entre genes y entorno de dos factores fueron evaluados mediante el uso de pruebas de coeficiente de riesgo que comparan modelos anidados con sólo efectos principales y los modelos con efectos principales más el término de interacción relevante. Existen factores ambientales, como el consumo de tabaco, consumo de alcohol y el IMC, se incluyeron en los modelos de interacción. De acuerdo con la conclusión de la Consulta de expertos de la OMS, la IMC punto de corte para el sobrepeso para el chino se estableció a ser de 24 kg /m
2 [31]. El método de Bonferroni se aplicó para la corrección de comparación múltiple. Todos los análisis estadísticos se realizaron utilizando el software SPSS 12.0 (SPSS, Inc., Chicago, III) y todos los
P
valores fueron probados con un nivel significativo de 0,05 de dos colas.

El metanálisis de rs10795668 en asociación con el CRC riesgo

a fin de investigar la asociación entre rs10795668 y el riesgo de CCR, un meta-análisis se llevó a cabo de acuerdo con las directrices de los Artículos de Información preferidos para revisiones sistemáticas y meta-análisis (PRISMA) declaración (http://www.prisma-statement.org) (Lista de verificación S1).

a searching sistemática de la literatura se realizó en PubMed /MEDLINE y ISI web of Science y sin restricción de idioma hasta finales de noviembre, 2012. la estrategia de búsqueda se basa en combinaciones de los términos "rs10795668 o 10p14" y "cáncer colorrectal o neoplasia colorrectal". Ampliar la cobertura de nuestras búsquedas, hemos realizado más búsquedas en la base de datos china Biomédica (CBM) en base a la misma estrategia [32]. Además, se revisaron las referencias de los artículos recuperados. Opiniones, comentarios y cartas también en busca de estudios adicionales. La búsqueda se realizó por duplicado por dos revisores independientes (Qin Qin y Liu Li) guía
Los estudios se incluyeron si cumplían la totalidad de los siguientes criterios:. (1) estudio original; (2) evaluación de la asociación entre rs10795668 y el riesgo de CCR; (3) o de casos y controles estudio de cohorte de diseño; (4) proporcionar odds ratio (OR) con su correspondiente intervalo de confianza del 95% (IC del 95%) o los datos suficientes para calcularlos; (5) estudios de seres humanos; (6) los genotipos de rs10795668 en los controles están en HWE. Dejamos a cabo investigaciones en sujetos con síndrome de Lynch. También se excluyeron los casos de los informes, observaciones, comentarios y editoriales. Si los estudios tenían sujetos superpuestos, finalmente fue incluido sólo el estudio con la población más grande. Si más de una población geográfica o étnica se incluyeron en un informe, cada población se considera por separado. Todos los datos fueron extraídos de forma independiente por dos revisores (Qin Qin y Liu Li) y cualquier desacuerdo fue adjudicada por un tercer autor (Zhong Rong)

La siguiente información se extrajo de cada estudio:. Nombre, año de publicación del primer autor , país de estudios, origen étnico de la población de estudio, diseño del estudio, el tipo de estudio, método de genotipificación, el número de casos y controles, fuente de control, MAF. HWE en los controles se estimó de nuevo en el meta-análisis de la bondad del ajuste
χ
2
prueba (
P Hotel & lt; 0,01) [33] - [35]. agrupados frecuencia del alelo A del rs10795668 en diferentes grupos étnicos se estimó utilizando el método de la varianza inversa descrito por Thakkinstian A et al. [36]. La heterogeneidad estadística entre los estudios incluidos en el meta-análisis fue evaluada por
Q de Cochran-estadística
y consideró significativa a
P Hotel & lt; 0,05 [37]. El
Me
2
estadística a continuación se utilizó para estimar la heterogeneidad cuantitativa (
Me
2
= 0-25%, sin heterogeneidad;
Me
2
= 25-50%, heterogeneidad moderada;
me
2
= 50-75%, gran heterogeneidad;
me
2
= 75-100%, extrema heterogeneidad ) [38]. El modelo de efectos fijos, por el método de la varianza inversa, se utilizó para calcular la estimación combinada cuando la heterogeneidad era insignificante; de lo contrario, se aplicó el modelo de efectos aleatorios, por método de DerSimonian y Laird [39]. Se realizó un análisis de sensibilidad para evaluar la influencia de cada estudio sobre la estimación global mediante la eliminación secuencial de cada estudio [40]. El sesgo de publicación se estimó mediante el gráfico en embudo y el test de Eegger [41], [42]. Todos los análisis estadísticos se llevaron a cabo en el software estadístico STATA (version11.0; Stata Corporation, College Station, Texas) y todos los
P
valores fueron probados con un nivel significativo de dos colas en 0,05

resultados

resultados de estudio de casos y controles

características de la población.

las características de los sujetos del estudio se detallan en la Tabla 1. No hubo diferencias significativas en la distribución de la edad, el sexo y el uso del alcohol entre los casos y controles. La edad media [± desviación estándar (SD)] fue 58,1 (± 11,6) años para los casos y 58,4 (± 13,1) años de edad para los controles (
P = 0,652
). Se observaron más fumadores en los casos que en los controles (
P Hotel & lt; 0,001). Además, en los casos IMC fue significativamente mayor que en los controles (
P = 0,023
).

Asociación análisis.

Los datos de genotipo de rs10795668 de casos y los controles se muestran en la Tabla 2. La distribución de los genotipos en los controles cumplido con Hardy-Weinberg (
P = 0,433
). No se observó diferencia significativa en la distribución de genotipos entre los casos y controles (
χ
2
= 9,89,
P
= 0,007). En el modelo de regresión logística incondicional, los individuos con el genotipo AA mostraron una disminución significativa de riesgo de CCR en comparación con los portadores del genotipo GG (OR = 0,51, IC del 95%: 0,28 a 0,94). En el modelo de alelos, los portadores del alelo A también mostraron una disminución significativa del riesgo en comparación con aquellos con los portadores del alelo G (OR = 0,70; IC del 95%: 0.52-0.93). Además, disminuyó significativamente el riesgo de CCR también se encontró en el modelo aditivo, con per-A-alelo OR de 0,71 (IC del 95%: desde 0,54 hasta 0,94). Del mismo modo, la asociación significativa entre este polimorfismo y la disminución de riesgo de CCR fue encontrado en el modelo dominante (OR = 0,65 IC del 95%: 0,44-0,96). Si bien no se encontraron asociaciones significativas para AG frente GG y modelo recesivo. Analiza

de dos factores gen-ambiente de interacción.

Para explorar las posibles interacciones entre rs10795668 y el consumo de tabaco, el alcohol el uso y el IMC, se realizó el análisis de dos factores interacción entre genes y medio ambiente mediante regresión logística no condicional. Los resultados se muestran en la Tabla 3. No hay interacción significativa se encontró de acuerdo con el
P
valor del término de interacción (
P
≥0.017). Entre los individuos con BMI≥24 kg /m
2, lleva con AA y AG genotipos mostraron significativamente menor riesgo de CCR en comparación con aquellos con el genotipo GG, con una OR de 0,45 (IC del 95%: 0,22 a 0,91). Sin embargo, la asociación no se encontró entre los individuos con IMC & lt;.. 24 kg /m
2

Los resultados de un metanálisis

Características de los estudios incluidos

Como se muestra en la Figura 1, se identificaron 31 artículos potencialmente relevantes y se tamiza, de los cuales, 17 artículos cumplieron los criterios de inclusión. Sin embargo, tras un examen más detenido, se excluyeron 4 estudios [26] - [28], [43] para la inclusión de pacientes con síndrome de Lynch y otros 4 estudios [44] - [47] para que contiene la superposición de los participantes con los estudios incluidos. Por último, combinando el estudio actual, un total de 10 publicaciones [6], [17], [18], [20] - [25] con 14 conjuntos de fecha que comprenden 39341 casos y 41566 controles fueron incluidos en el meta-análisis (Tabla 4). De éstos, se llevaron a cabo estudios en los europeos 7, 5 en los asiáticos y 2 en los afroamericanos. Genotipos de rs10795668 en los controles se ajustaban a Hardy-Weinberg para todos los estudios incluidos (
P Hotel & gt; 0,01)..

frecuencia de un alelo en las poblaciones de control

No hay una heterogeneidad significativa se observaron en los grupos americanos europeos y africanos (
P
heterogeneidad
= 0,236 y 0,462, respectivamente). La frecuencia agruparon mediante el modelo de efectos aleatorios fueron fijo (IC del 95%: 0,322-0,333) 0,327 en los controles europeos y (IC del 95%: 0,051-0,075) 0,063 en los controles afroamericanos. Hubo heterogeneidad significativa entre los estudios asiáticos (
P
heterogeneidad Hotel & lt; 0,001), y la frecuencia combinado fue de 0,385 (IC del 95%: ,352-,419) bajo el modelo de efectos aleatorios. Estas frecuencias agrupados fueron similares a los reportados en la base de datos dbSNP de 0,353, 0,390 y 0,065 para los europeos, asiáticos y afroamericanos, respectivamente. Debido a la diferente distribución de frecuencias de los SNP rs10795668 a través de diferentes poblaciones, se inició el meta-análisis en cada grupo étnico por separado.

El meta-análisis de rs10795668 en asociada con CRC
.
se muestra en la Tabla 5, sólo en grupo de pruebas de heterogeneidad significativa asiática se detectó (
P
heterogeneidad
= 0,031,
I

2 = 62,3%), por lo tanto RUP en Asia grupo se agruparon bajo el modelo de efectos aleatorios, y RUP en grupo estadounidense de europeos y africanos se reunieron tanto bajo el modelo de efectos fijos. asociación significativa entre la variante y el riesgo de CCR se encuentra tanto en los grupos de Europa y Asia, con OR de (IC del 95%: 0,89 a 0,93) 0,91 (Figura 2) y (IC del 95%: 0,78 a 0,96) 0,86 (Figura 3), respectivamente. Mientras, en el grupo afroamericano, la variante mostró asociación inversa limítrofe con el riesgo de CCR (OR = 1,24, IC del 95%: 0,99 a 1,56) (Figura 4)


para los conjuntos de datos de Europa, el análisis adicional, sin el estudio inicial [18] se realizó, a fin de evitar el sesgo. Después de excluir las muestras del estudio original, la asociación entre la variante y el riesgo de CCR seguía siendo significativa, con OR de 0,94 (IC del 95%: 0,90-0,98,
P
heterogeneidad
= 0,242) (Figura S1) .

análisis de sensibilidad.

Para evaluar la influencia de cada estudio individual en el aditivo OR agrupado, los análisis de sensibilidad se realizó mediante la eliminación de la secuencia de estudio individual. Como se muestra en la Figura S2, las RUP agrupados fueron similares antes y después de la eliminación de cada estudio, indicando la sólida estabilidad de los resultados actuales.

El sesgo de publicación.

Redireccionamiento parcela y la prueba de Egger eran utilizado para evaluar el sesgo de publicación. Como se refleja en la figura S3, la forma del gráfico en embudo parecía simétrica. Y la prueba de Egger no detectó ningún sesgo de publicación (Tabla 5).

Discusión

El rs10795668 SNP localizado en 10p14 fue revelado por primera vez que se asocia con el riesgo de CCR por un estudio de múltiples etapas GWA, pero resultados inconsistentes se han reportado siguiendo estudios. El presente estudio de casos y controles se encontró una asociación significativa entre el polimorfismo rs10795668 y el riesgo de CCR en la población china. A continuación, la siguiente meta-análisis también sugiere que el SNP se asoció significativamente con el riesgo de CCR. Este meta-análisis fue el primero en integrar GWAS publicados y estudios de replicación para aclarar el efecto de la variante rs10795668 en el riesgo de CCR.

Los mapas SNP rs10795668 a un bloque de LD de 82 kb (8,73 a 8,81 Mb) dentro de 10p14 [18]. Tomlinson IP et al. investigado tres nuevos SNPs en este bloque LD (rs706771, rs7898455 y rs827405) y no encontró ninguna evidencia de locus más de una enfermedad en la región [18]. Como la mayoría de los riesgos variantes identificadas por los GWAS, rs10795668 reside fuera de las regiones codificantes de los genes. Los genes predichos son más cercana
BC031880
, situada proximal 0,4 Mb a rs10795668, y
LOC389936
, que se encuentra a 0.7 Mb distal. Aunque se han encontrado los rs10795668 variantes que se asocia con el riesgo de CCR, poco se sabe acerca de la función del SNP. Para investigar las posibles funciones de regulación de la expresión de los genes vecinos, Loo LW realizó análisis de cis-expresión cuantitativa rasgo loci y se encontró una asociación significativa entre el alelo de baja colorrectal riesgo de cáncer (A) para rs10795668 en 10p14 y el aumento de la expresión de
ATP5C1
[48].
ATP5C1
codifica la subunidad gamma del núcleo catalítico (F1) de la ATP sintasa mitocondrial, el complejo de enzimas responsables de la síntesis de ATP, sabe que juega un papel central en la respiración celular. Un evento común en las células tumorales es el interruptor metabólico de la respiración (en la mitocondria) de la glucólisis (en el citosol), a menudo referido como "el efecto Warburg" [49]. Múltiples mecanismos pueden iniciar este interruptor, una de las cuales es una disminución en la expresión de la subunidad beta de la ATP sintasa (F1) (
ATP5B
), que conduce a la interrupción de la función catalítica del complejo ATP sintasa, un evento que se ha observado previamente en múltiples tipos de cáncer [50], [51]. El aumento de la expresión de
ATP5C1
asociado con el alelo A en rs10795668 sería coherente con el mantenimiento de la actividad de la ATP sintasa y la respiración celular y potencialmente la inhibición de la progresión del tumor para el cáncer colorrectal. Sin embargo,
ATP5C1
, at10p15.1 situado, no es el gen vecino más cercano. Algunos estudios [52], [53] sugieren que las variantes de riesgo GWAS no podrán regular preferentemente los genes que están más cerca. Los mecanismos de regulación transcripcional afectadas por el estado alélico pueden implicar estados de confirmación de la cromatina complejos y función dentro de un contexto específico de tejido. Además, la mayoría de las variantes identificadas por GWAS implica la probabilidad de estar en unión con las variantes causales "reales" [54], por lo que es posible que el polimorfismo está en desequilibrio de ligamiento con loci de causalidad "real". Lo que es más, la comprensión de la función biológica de estos loci, centrándose en las variantes no codificantes, tal vez es el mayor desafío en la era "post-GWAS '[55].

Los resultados del metanálisis mostraron asociación significativa entre la variante rs10795668 y el riesgo de CCR, tanto en la población de Europa y Asia, pero en los afroamericanos la asociación fue significativa en el límite y en la dirección opuesta. La frecuencia de los alelos A agrupado a través de diferentes población étnica variada. Además, se observó que Kupfer SS et al. También encontró que hubo una heterogeneidad genética en las asociaciones de CRC en los estadounidenses de origen africano en comparación con ascendencia europea [24]. El análisis de sensibilidad y evaluación del sesgo de publicación indica los resultados actuales de este meta-análisis son fiables.

Algunas limitaciones en el estudio de casos y controles y el meta-análisis deben ser abordados. En primer lugar, el tamaño de la muestra de nuestro estudio de casos y controles fue relativamente pequeño, lo que resulta en el poder estadístico relativamente insuficiente. En segundo lugar, en el meta-análisis, el número de estudios publicados seguía siendo insuficiente para los análisis en grupo estadounidense de Asia y África, que podrían enmascarar o exagerar la posible asociación verdadera. En tercer lugar, aunque la asociación significativa entre rs10795668 y el CRC ha sido confirmada en este estudio, los experimentos funcionales no se han hecho, por lo que si esta variante es la protección seguía siendo incierto.

En conclusión, nuestro estudio de casos y controles en un chino la población y el meta-análisis verificaron que la variante rs10795668 se asoció significativamente con el riesgo de CCR. Además verificación funcional debe llevarse a cabo para confirmar los hallazgos, que pueden ayudar a desentrañar los mecanismos subyacentes de esta variante en el desarrollo y la progresión de CRC.

Apoyo a la Información
Figura S1. Francia El diagrama de bosque de la asociación de rs10795668 con cáncer colorrectal en el grupo europeo sin el estudio original. (TIF)
doi: 10.1371 /journal.pone.0064310.s001 gratis (TIF)
figura S2.
análisis de sensibilidad para el grupo europeo. (TIF)
doi: 10.1371 /journal.pone.0064310.s002 gratis (TIF)
Figura S3.
embudo parcela de sesgo de publicación para el grupo europeo. (TIF)
doi: 10.1371 /journal.pone.0064310.s003 gratis (TIF)
Lista de verificación S1. La lista de verificación
PRISMA 2009
doi:. 10.1371 /journal.pone.0064310.s004 gratis (DOC)

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