Extracto
Antecedentes
La muerte asociada kinase1 proteínas (
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) es un importante gen supresor de tumor. La metilación del ADN puede inactivar genes, que a menudo se ha observado en la carcinogénesis del cáncer de cuello uterino. Durante las últimas décadas, muchos estudios han explorado la asociación entre el
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la metilación del promotor y el cáncer de cuello uterino. Sin embargo, muchos estudios fueron limitados por el pequeño tamaño de las muestras y los resultados fueron inconsistentes entre ellos. Por lo tanto, se realizó un metanálisis para evaluar la asociación entre
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la metilación del promotor y el cáncer de cuello uterino.
Métodos
se buscaron estudios elegibles en el PubMed, Web de ciencia, EMBASE y CNKI bases de datos. El uso de meta-regresión, el análisis de subgrupos y análisis de sensibilidad, hemos explorado las posibles fuentes de heterogeneidad. El odds ratio (OR) y el intervalo de confianza del 95% (IC del 95%) se calcularon mediante meta-análisis en R.
Resultados
Un total de 15 estudios 2001-2012, que comprende 818 Los tejidos tumorales y 671 muestras de tejidos normales muestras se analizaron en este meta-análisis. Las frecuencias de
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la metilación del promotor oscilaron del 30,0% al 78,6% (mediana, 59,3%) en el tejido de cáncer de cuello uterino y de 0,0% a 46,7% (mediana, 7,8%) en el tejido cervical normal. El OR combinado fue 19,66 (IC del 95% = 8,72 a 44,31) con el modelo de efectos aleatorios, y la heterogeneidad fue encontrado a través del análisis de sensibilidad. El
Me
2
= 60% (
P
= 0,002) se redujo a
Me
2
= 29,2% (
P
= 0,144) cuando se excluyó un estudio heterogénea, y el OR combinado aumentó a 21.80 (IC del 95% = 13,44 a 35,36) con el modelo de efectos fijos.
Conclusión
los resultados sugieren una fuerte asociación entre el
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la metilación del promotor y el cáncer de cuello uterino. Este estudio también indicó que
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la metilación del promotor puede ser un biomarcador durante la carcinogénesis cervical que podría servir como una indicación temprana de cáncer de cuello uterino
Visto:. Xiong J, Li Y, Huang K, Lu M, Shi H, Ma L, et al. (2014) Asociación entre
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la metilación del promotor y el cáncer de cuello uterino: Un meta-análisis. PLoS ONE 9 (9): e107272. doi: 10.1371 /journal.pone.0107272
Editor: Xuefeng Liu, de la Universidad de Georgetown, Estados Unidos de América
Recibido: 17 Marzo, 2014; Aceptado: August 13, 2014; Publicado: 30 de septiembre 2014
Derechos de Autor © 2014 Xiong 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 (Nº 81071663). 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 cervical es el tercer cáncer más común, después del cáncer de mama y colorrectal, entre las mujeres en todo el mundo, con 529.500 nuevos casos estimados y 275.000 muertes en 2008 según Ferlay et al. [1]. El desarrollo del cáncer cervical invasivo es un proceso gradual que se produce durante un largo período, a partir de lesiones cervicales neoplásica intraepitelial (CIN) con el cáncer de cuello uterino. Por lo tanto, es de importancia crítica para detectar lesiones precancerosas para prevenir el desarrollo de cáncer cervical. Aunque la infección con el virus del papiloma humano (VPH) es un importante factor de riesgo aceptado para el cáncer cervical [2], sólo una pequeña proporción de pacientes infectados por el VPH desarrollan cáncer cervical invasivo [3]. Otros factores de riesgo pueden también contribuir a la génesis de este tipo de cáncer.
hipermetilación de las regiones promotoras de genes supresores de tumores puede causar la inactivación de genes, que es importante en la patogénesis de los cánceres, y por lo general se produce en las primeras etapas del desarrollo del cáncer en varios tipos de cáncer, incluyendo el cáncer de cuello uterino [4], [5]. rmethylation ADN es un evento temprano en la carcinogénesis, ya menudo está relacionada con un bloque de la transcripción y de la pérdida de una proteína relevante [6]. Debido a
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es un importante gen supresor de tumores que se ha estudiado ampliamente, se realizó un meta-análisis para evaluar la asociación entre el
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la metilación del promotor y el cáncer de cuello uterino.
materiales y Métodos
criterios
búsqueda y selección Estudio
Revisión sistemática de los estudios de
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promotor metilación en cáncer de cuello uterino, e intentaron encontrar los estudios elegibles dentro de PubMed, EMBASE , web of Science y CNKI, usando varias combinaciones de Medical Subject Headings (MeSH) y no de malla términos. Las palabras clave son "cáncer de cuello uterino", "
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", y "metilación", mientras que la estrategia de búsqueda se realizó en PubMed con "Neoplasias del cuello uterino" (MeSH), "
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" y "metilación". El estudio se llevó a cabo al 1 de noviembre, 2013, sin ningún tipo de limitación lenguaje
Los estudios para la inclusión en este metanálisis tenían que cumplir las siguientes normas:. (I) los estudios evaluaron la asociación de
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metilación y el cáncer cervical, (ii) los estudios proporcionaron información detallada acerca de la frecuencia de
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metilación tanto para el grupo de cáncer y el grupo de control normal, (iii) los métodos para la detección de
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metilación se limita a la reacción de metilación específica de cadena de la polimerasa (MSP) y reacción en cadena de la polimerasa cuantitativa en tiempo real (QMSP)
los estudios fueron excluidos en base a los siguientes criterios:. (i) los estudios sí no tener un grupo normal (grupo de control), (ii) los datos en bruto no podían ser aislados de los estudios en los que el grupo de cáncer (grupo de casos) también contenía individuos con diferentes tipos de lesiones precancerosas tales como células escamosas atípicas de significado indeterminado ( ASCUS), de bajo grado lesiones escamosas intraepiteliales (LSIL), y de alto grado lesiones escamosas intraepiteliales (HSIL), (iii) un estudio de casos y controles no cuentan con la frecuencia de
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metilación.
extracción de datos
Dos autores de forma independiente llevó a cabo la extracción de datos de los estudios seleccionados. La información extraída contenía lo siguiente: nombre del primer autor, año de publicación, etnias de los pacientes, los métodos utilizados en la medición de
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metilación, la fuente de tejido del grupo de control, la media de edad del grupo de casos , y el número de participantes en los grupos de casos y controles. Toda la información fue verificada por tres revisores
.
Para evaluar la calidad de los estudios, la escala Newcastle-Ottawa (NOS) (http://www.ohri.ca/programs/clinical_epidemiology/oxford.asp) se puso en práctica para la evaluación de la calidad de los estudios observacionales. El NOS es una herramienta de evaluación de la calidad que a menudo se utiliza para los estudios no aleatorios, específicamente estudios de casos y controles y de cohortes, incluidos en las revisiones sistemáticas. También se ha utilizado ampliamente en las revisiones sistemáticas de estudios no aleatorizados por la Colaboración Cochrane
Hay un máximo de nueve 'estrellas' de cada elemento:. Cuatro estrellas a la selección de los grupos de estudio, dos estrellas a la comparabilidad de los grupos, y tres estrellas a la comprobación de los resultados de interés. La evaluación se llevó a cabo de forma independiente por dos revisores. Se incluyeron los estudios con puntuaciones de calidad superior o igual a 6.
El análisis estadístico
Las RUP y IC del 95% se calcularon para evaluar la asociación entre el
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la metilación del promotor y el riesgo de cáncer de cuello uterino. El
x
2-based prueba estadística Cochrane Q y
I
2 estadísticas se utilizaron para probar la heterogeneidad entre los estudios incluidos [7]. La heterogeneidad significativa se confirmó si
P Hotel & lt; 0,05;
I
2 & gt; 50% se consideró también para demostrar la heterogeneidad significativa [8]. A continuación, se utilizó un modelo de efectos aleatorios (el estimador DerSimonian-Laird) para calcular las RUP agrupados; de lo contrario, se aplicó un modelo de efectos fijos (el método de Mantel-Haenszel) [9]. Se empleó un meta-regresión (restringido el método estimador de máxima verosimilitud) para explorar el origen de la heterogeneidad. Además, se realizó un análisis de subgrupos para evaluar el origen de la heterogeneidad, y t
2 se utilizó para determinar la cantidad de heterogeneidad podría explicarse por diferencias en los subgrupos. Se utilizó un análisis de sensibilidad para encontrar relativamente estudios de mala calidad por la omisión de un único estudio a la vez y para ver si una omisión en particular podría afectar el valor de OR general. Los gráficos en embudo [10] y la prueba de Egger se utilizaron para evaluar el sesgo de publicación. El número a prueba de fallos era también un indicador para evaluar el sesgo de publicación. Una parcela asimétrica sugirió un posible sesgo de publicación y la
Se calcularon los
P valor Red de ensayo inferior a 0,05 de Egger fue considerado como representante de un sesgo de publicación estadísticamente significativa [10]
. Todos los análisis estadísticos con el paquete de Meta (versión 2.5-1) en R (versión 3.0.1; http://www.r-project.org/).
resultados
resultados de la búsqueda y las características del estudio
Un total de 15 estudios que incorporaron 1489 pacientes fueron incluidos en este meta-análisis (Figura 1). En total, se encontraron 110 estudios inicialmente después de una búsqueda de las bases de datos anteriores, pero se excluyeron 34 estudios debido a la duplicación. Mediante el cribado de los títulos y resúmenes de los estudios remaining76, se excluyeron otros 45 estudios (8 documentos de reuniones, 1, 1 opinión papel patente, 1 líneas celulares, 3 estudios con terapia, y 31 artículos irrelevantes). Se excluyeron once estudios sin un grupo control y 5 estudios que incluían tejidos precancerosos como ASCUS, LSIL y HSIL en el grupo de casos, lo que significa que los datos en bruto de los pacientes con cáncer no podían ser aislados, durante el proceso de texto completo revisión. Finalmente, se incluyeron 15 estudios en este meta-análisis [3], [11] - [24]. El número de casos eran entre 22 y 350 entre los estudios con participantes de Asia (8 estudios), África del Norte (1 estudio), Europa y América del Norte (7 estudios). A los 15 estudios, 5 estudios utilizaron en tiempo real de reacción en cadena de la polimerasa cuantitativa (QMSP) y los otros 10 estudios utilizaron la reacción en cadena de la polimerasa específica de metilación (MSP) para detectar
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metilación en el grupo de casos y en el grupo de control (Tabla 1).
evaluación de la calidad
el resultado de la NOS demostró que la puntuación más baja fue de 6 y puntuación más alta fue de 9, con una puntuación media de 7,2. La mayoría de los estudios utilizaron voluntarios sanos del hospital como los controles, excepto los de Feng et al. [12] y Sun et al. [21]. El estudio de Leung et al. [17] fue el único en el que los tejidos de control fueron derivados de los tejidos normales adyacentes (Tabla 2).
Meta-regresión y análisis de subgrupos
El
x
2
basado en la prueba estadística Cochrane Q y
I
2 estadísticas encontró heterogeneidad significativa entre los estudios (15
me
2
= 60,0%,
P
= 0,002). Se observó una fuerte asociación entre el
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la metilación del promotor y el cáncer de cuello uterino con un OR agrupado de = 19,66 (IC 95% = 8,72 a 44,31), basado en el modelo de efectos aleatorios (Fig. 2). Para este resultado, tratamos de encontrar la posible fuente de heterogeneidad. Sobre la base de estudios previos y actual de nuestros conocimientos, lo primero que se utilizó un modelo de regresión múltiple con cinco variables basadas en el año de publicación, el origen étnico, el método, la fuente de los controles, y el tamaño de muestra de casos. grupos de casos cuyo tamaño de la muestra fue de menos de 60, fueron clasificados como grupo A, mientras que los otros grupos fueron clasificados como el grupo B. A través del modelo de regresión, no hemos encontrado una heterogeneidad significativa para las cinco variables mencionadas anteriormente (Tabla 3). A continuación, realizó un análisis de subgrupos para evaluar más a fondo el origen de la heterogeneidad.
Se realizó un análisis de subgrupos según el grupo étnico, el método y el tamaño de la muestra caso. El OR fue de 18.22 en los caucásicos (IC del 95% = 3,35 a 99,03; modelo de efectos aleatorios) y 17.88 (IC 95% = 10,29 a 31,07; modelo de efectos fijos) en los no caucásicos, el
Me
2
valor se obtuvieron por separado y se determinó que el 75,9% y el 42,6% en comparación con todo el grupo de estudio (
me
2
= 60%). Con este método, los OR de los estudios que utilizaron MSP fue 19.10 (IC del 95% = 11,11 a 32,84; modelo de efectos fijos) y 15.30 (IC del 95% = 2,34 a 99,66; modelo de efectos aleatorios). Del mismo modo, la O en el grupo A fue de 25,80 (IC del 95% = 12.56-53.02; modelo de efectos fijos), mientras que el O en el grupo B fue 13.55 (IC del 95% = 3,93 a 46,73; modelo de efectos aleatorios). (Tabla 4)
el análisis de sensibilidad y análisis de subgrupos
el resultado del análisis de sensibilidad mostró que el valor de OR varió de 13,97 (IC del 95% = 8,94 a 21,83) CI a 21.80 (95% = 13.44- 35.36) con un OR agrupado de = 15,32 (IC 95% = 9,97 a 23,66) con el modelo de efectos fijos (Fig. 3). Después de la omisión del estudio heterogéneo (Yang et al., 2010), el OR agrupado cambiado drásticamente en comparación a cuando se eliminaron de otros estudios. Además, la heterogeneidad inicial (
Me
2
= 60,0%,
P
= 0,002) se redujo a
Me
2
= 29,2% (
P = 0,144
) con un OR agrupado de = 21.80 (95% CI = 13,44 a 35,36;. modelo de efectos fijos), cuando se retiró el estudio heterogénea (Yang et al, 2010) (figura 4).. Cuando, hicimos un análisis adicional basado en el origen étnico, el método y el tamaño de la muestra caso, los resultados mostraron que la heterogeneidad en los caucásicos, el método QMSP y tamaño de muestra más grande desapareció cuando se extrajo los datos del estudio heterogénea (Yang et al., 2010) (Tabla 5).
el sesgo de publicación
se realizaron gráficos de embudo y la prueba de Egger para evaluar el sesgo de publicación de la literatura. La forma del gráfico de embudo en la Figura 5 muestra una posible asimetría, pero la prueba de Egger resultó en
P = 0,551
, lo que indica que el sesgo de publicación es muy baja; sin sesgo significativa se encontró entre los estudios incluidos. El número a prueba de fallos (Z = 61.12, NFS
0.05 = 1374.98, NFS
0,01 = 674,13) también indicaron que el grado de sesgo de publicación era muy pequeña.
Discusión
proteína asociada a la muerte kinase1 (
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) podría mediar en la muerte celular a través de IFN-gamma y podría conducir a la patogénesis del tumor y la metástasis cuando inactivado [25]. Recientemente, muchos estudios han demostrado que las alteraciones de metilación del ADN están implicadas en la iniciación y progresión del cáncer, y se podrían utilizar para predecir el diagnóstico y pronóstico de enfermedades humanas y tumores malignos [26], [27]. La pérdida de
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expresión, principalmente por la hipermetilación de su región promotora, aumenta el potencial metastásico de las células cancerosas y se ha demostrado que se producen en una variedad de cánceres, incluyendo el cáncer del cuello uterino [14], [ ,,,0],24]. Aunque la infección por VPH es uno de los factores de riesgo más importantes, la mayoría de los pacientes con infección por el VPH no desarrollan cáncer de cuello uterino. la infección por VPH por sí sola es insuficiente para la transformación maligna de las células del cuello del útero, lo que sugiere posibles funciones de otros eventos genéticos y epigenéticos en la carcinogénesis cervical [11]
.
el resultado de la OR combinado fue 19,66 (IC del 95% = 8.72- 44.31) con el modelo de efectos aleatorios (Fig 1), que mostró que
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metilación promotor está asociado con el cáncer de cuello uterino y, por lo tanto, que podría desempeñar un papel importante en la patogénesis del cáncer cervical. Este resultado fue consistente con los hallazgos de estudios anteriores [11], [20]. Sin embargo, se observó una heterogeneidad significativa en estos 15 estudios, y la razón de la heterogeneidad no podría explicarse por el principio. Para explorar la posible fuente de heterogeneidad, se implementó un meta-análisis de regresión y de subgrupos. Los resultados mostraron cierta heterogeneidad en los caucásicos, el método QMSP y en una muestra de mayor tamaño a través del análisis de subgrupos (Tabla 4); a continuación, se realizó un análisis de sensibilidad para encontrar el origen de la heterogeneidad. El estudio de Yang et al. (2010) parece ser el estudio heterogénea que afectó el meta-análisis, como
Me
2
= 60% (
P
= 0,002) se redujo a
I
2
= 29,2% (
P = 0,144
) cuando se omitió este estudio (figura 4). Además, un mayor análisis estadístico confirmó la heterogeneidad del estudio de Yang et al. (2010), y la heterogeneidad significativa de los 14 estudios restantes (tabla 5).
Cuando se omitió el estudio heterogénea, el valor OR combinado se incrementó 15,32 a 21,80 (el modelo de efectos fijos), lo que sugiere una asociación más fuerte entre los
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la metilación del promotor y el cáncer de cuello uterino. La heterogeneidad se presenta en QMSP se redujo de
Me
2
= 78,8% a
Me
2
= 0.0%, lo que indica que el método de QMSP es mejor que la de MSP. Esta conclusión es coherente con el estudio de Eads et al. [28]. La heterogeneidad en los caucásicos también disminuyó de
Me
2
= 75,9% a
Me
2
= 0.0%, lo que podría haber sido causada por dos razones principales. En primer lugar, la detección de
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promotor de la metilación en los caucásicos por el método QMSP excluido del estudio por Flatley et al .. La otra razón puede ser que la heterogeneidad en los caucásicos es relativamente pequeña. El sesgo de publicación se evaluó mediante gráficos de embudo y la prueba de Egger, y la prueba de Egger mostró
P = 0,551
, lo que indica que no hubo sesgo significativo publicación. El número a prueba de fallos confirmó, además, que la tendencia de sesgo de publicación era muy pequeña.
Este meta-análisis tiene algunas limitaciones. La primera limitación es que algunos estudios no proporcionan información detallada acerca de la edad de los individuos en los grupos de casos y grupos de control. La segunda limitación en este meta-análisis fue que algunos estudios no revelaron la etapa de los cánceres de cuello uterino o el subtipo, que también podrían ser fuentes de la heterogeneidad. Teniendo en cuenta el pequeño número de artículos que describen la etapa y el tipo de cáncer de cuello uterino, el poder era demasiado pequeño para hacer un subgrupo de ellos. También pueden existir otras variables de confusión tales como el método, el origen étnico, tamaño de la muestra, y la fuente de control. El sesgo de publicación fue el tercer limitación. Algunos estudios no publicados y negativos pueden contribuir a un cierto sesgo, aunque sin el sesgo de publicación significativo se detectó según la prueba de Egger.
En conclusión, se observó una fuerte asociación entre el
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la metilación del promotor y el cáncer de cuello de útero, y por lo tanto,
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la metilación del promotor puede ser útil como un biomarcador. Teniendo en cuenta que la calidad y cantidad de los artículos revisados fueron limitados, los estudios más grandes y bien diseñados deben emplearse en el futuro para una nueva confirmación de la asociación entre el
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la metilación del promotor y el cáncer de cuello uterino.
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