PLOS ONE: Une méta-analyse de l'interleukine-8 -251 promoteur polymorphisme associé à cancer gastrique Risk

Résumé

Contexte

Potentiel fonctionnel allèle A /T seul nucléotide polymorphisme (SNP) de interleukine 8 (IL-8) promoteur -251has été impliqué dans le risque de cancer de l'estomac.

Méthodes

Nous avons cherché à explorer le rôle de A /T SNP de l'IL-8 -251 dans la susceptibilité au cancer gastrique par une revue systématique et méta-analyse. Chaque article initialement inclus a été marqué pour l'évaluation de la qualité. les données souhaitables ont été extraites et enregistrées dans des bases de données. Dix-huit études ont finalement été admissibles à la méta-analyse de l'IL-8-251 A /T SNP. Nous avons adopté le modèle le plus probablement approprié génétique (modèle codominant). Les sources potentielles d'hétérogénéité ont été recherchés par la stratification et des analyses de sensibilité, et la publication des biais ont été estimés.

Résultats

Entre IL-8 -251 génotype AA avec le risque de cancer de l'estomac, une association statistiquement significative n'a pu être noté avec cancer de l'estomac dans l'ensemble, évidemment noté chez les Asiatiques, témoins du sous-groupe de haute qualité, et apparemment noté dans le cancer gastrique de type intestinal

Conclusions

Notre méta-analyse indique que l'IL-8. - 251 génotype AA est associé au risque global de développer un cancer gastrique et peut sembler être plus sensibles au cancer gastrique globale dans les populations asiatiques. IL-8 -251 génotype AA est plus associé au cancer gastrique de type intestinal. IL-8 -251 génotype AA est pas associé à Helicobacter Pylori i
statut nfection dans notre méta-analyse.

Les analyses d'impact suggèrent que l'IL-8 -251 génotype AA peut être un biomarqueur important de la susceptibilité au cancer de l'estomac pour les Asiatiques, en particulier pour la population chinoise Han, l'hypothèse qui doit encore être confirmé dans les futures études bien conçues en Chine

Citation:. Xue H, Liu J , Lin B, Wang Z, Sun J, Huang G (2012) Une méta-analyse de l'interleukine-8 -251 promoteur polymorphisme associé à Gastric Cancer Risk. PLoS ONE 7 (1): e28083. doi: 10.1371 /journal.pone.0028083

Editeur: Masaru Katoh, National Cancer Center, le Japon

Reçu le 16 Juillet 2011; Accepté le 31 Octobre 2011; Publié le 18 Janvier, 2012 |

Droit d'auteur: © 2012 Xue et al. Ceci est un article en accès libre distribué sous les termes de la licence Creative Commons Attribution, qui permet une utilisation sans restriction, la distribution et la reproduction sur tout support, à condition que l'auteur et la source originelle sont crédités

Financement:. Ce travail a été soutenu par la national science Foundation naturel de Chine (subventions 30830038, 30970842 et 81071180); Projet "973" (2012CB932604); Projet clé de la Commission de la science et de la technologie de la municipalité de Shanghai (subventions 10JC1410000, 08JC1415000 et 08410702000) et le Shanghai principal du projet de discipline académique (subvention S30203). Les bailleurs de fonds ont joué aucun rôle dans la conception de l'étude, la collecte et l'analyse des données, la décision de publier, ou de la préparation du manuscrit

Intérêts concurrents:.. Les auteurs ont déclaré aucun conflit d'intérêts existent

Introduction

Aujourd'hui, l'incidence du cancer gastrique dans le monde a diminué, mais sa mortalité se classe encore deuxième [1]. Dans les zones rurales du Midwest de la Chine [2], le cancer gastrique constitue toujours l'une des tumeurs malignes les plus meurtrières. Comme on le sait, des facteurs infectieux, alimentaires, environnementaux et génétiques sont impliqués dans la carcinogenèse gastrique, mais seule une minorité de personnes exposées à des facteurs de risque tels que l'infection de Helicobacter pylori finalement développer un cancer gastrique [3], qui implique que l'hôte susceptibilité génétique joue un rôle important dans le développement du cancer gastrique. Ces diverses susceptibilités peuvent être expliquées, en partie, par des polymorphismes nucléotidiques simples (SNP) de gènes sensibles [4], [5].

IL-8, l'un des principaux membres de la sous-famille des α-chimiokine humaine, agit comme un puissant facteur chimiotactique et activateur de neutrophiles [6], [7]. des niveaux fortement exprimés de l'IL-8 ARNm et la protéine ont été trouvés dans des cellules de cancer gastrique [8], [9]. Il a été suggéré récemment que l'IL-8 est étroitement liée à la tumorigenèse, l'angiogenèse, l'adhérence, l'invasion ou la métastase du cancer [10] - [14]. Le gène de l'IL-8, situé sur le chromosome 4q12-21, est de 5,2 kb de long et contient quatre exons et trois introns. En l'an 2000, Hull et al. fait état d'une seule A /T du SNP à la position -251 numérotation à partir du site de début de transcription dans la région du promoteur proximal et a trouvé que l'allèle -251A IL-8 a tendance à être associée à une augmentation de la production d'IL-8 [15]. Ainsi, il pourrait être extrapolé que l'IL-8 -251A allèle peut augmenter le risque de développer un cancer grâce à l'élévation de son IL-8 expression.

En 2004, Savage et al. publié la première étude indique que l'IL-8 -251A allèle est associé à un risque accru de cancer du cardia [16]. Depuis lors, les chercheurs ont rapporté consécutivement les associations d'IL-8 -251 A /T SNP avec la susceptibilité au cancer gastrique, mais avec des résultats mitigés ou contradictoires [17] - [34]. Jusqu'à présent, il y a eu cinq articles méta-analyse publiés pertinents se concentrant sur l'IL-8 -251 A /T SNP [35] - [39], parmi lesquels on [35] a été publié en chinois. Deux articles ont été traités avec les méta-analyses sur les susceptibilités globaux de cancer plutôt que la prédisposition au cancer gastrique en soi dans les détails [38], [39]. Malheureusement, ces cinq méta-analyses ont tous échoué à adopter le modèle génétique très probablement approprié, et donc les valeurs authentiques de résultats statistiques pourrait être compromise.

Par conséquent, le but de notre méta-analyse était d'explorer, à l'aide le modèle génétique le plus approprié, le rôle de l'IL-8 -251 A /T SNP dans le risque de développer un cancer de l'estomac et d'identifier les sources possibles d'hétérogénéité entre les études admissibles.

Matériaux et méthodes

Stratégie de recherche

Une recherche systématique de la littérature a été effectuée pour des articles sur IL-8 -251 A /T SNP associé au risque de cancer de l'estomac. Le MEDLINE, les bases de données EMBASE, chinois infrastructure du savoir national (CNKI), Web of Science, et les bases de données BIOSIS ont été utilisés simultanément avec la combinaison de termes "interleukine 8", "IL-8", "interleukine", ou "cytokine"; "gène"; «Polymorphisme», «variant» ou «SNP»; et "cancer de l'estomac", "cancer de l'estomac", "cancer gastrique diffus» ou «cancer de l'estomac" de Janvier 2000 à Janvier 2011. La recherche a été effectuée sans aucune restriction sur la langue. La portée de recherche documentaire informatisée a été élargi en fonction des listes d'articles récupérés de référence. Les articles originaux pertinents ont également été recherchés manuellement.

Études des études de sélection concernant l'association de l'IL-8 -251 A /T SNP avec le risque de développer un cancer gastrique ont été inclus si les conditions suivantes ont été remplies: (i) toute étude décrit l'association de l'IL-8 -251 A /T SNP avec cancer de l'estomac; (Ii) toute étude a rapporté les chiffres des deux contrôles et les cas de cancer de l'estomac; (Iii) les résultats ont été exprimés en odds ratio (OR) avec des intervalles de confiance à 95% (IC); et (iv) des études étaient les cas-témoins cas-témoins ou imbriquées.

Pour identifier les études de haute qualité, nous avons surtout adopté des critères prédéfinis de qualité méthodologique d'évaluation pour la qualité d'évaluation initialement proposée par Thakkinstian et al. [40], adapté par Camargo et al. [41], et affinée par Xue et al. [5], [42]. Les critères (vu dans le tableau S1 en ligne) couvrent la crédibilité des contrôles, la représentativité des cas, la consolidation du cancer gastrique, l'examen de génotypage et de l'évaluation de l'association. La qualité méthodologique a été évaluée indépendamment par deux chercheurs (J. Liu et B. Lin). Les désaccords ont été résolus par la discussion. Les scores ont varié de zéro le plus bas au plus dix. Articles avec le score inférieur à 6,5 ont été considérés comme les «de qualité faible ou modérée», alors que ceux qui ne sont inférieurs à 6,5 ont été pensé comme ceux "de haute qualité".

Extraction
données

Le suivant les données de chaque article ont été extraites: auteurs, année de publication, pays, l'origine ethnique des participants (classés comme Caucasiens, Asiatiques, etc.), la conception de l'étude, la source des contrôles, le nombre de contrôles et de cas, la méthode de génotypage, la distribution de l'âge et le sexe, la classification de Lauren (intestinale, diffuse, ou mixte), la classification anatomique (cardia ou non-cardia cancer) et Helicobacter Pylori de l'état de l'infection.

Les données ont été extraites et enregistrées en deux bases de données indépendamment par deux chercheurs (J. Liu et B.Lin) qui étaient aveugles aux noms de revues, des institutions ou des subventions de fonds. Tout écart entre ces deux enquêteurs a été résolu par l'enquêteur (H. Xue), qui ont participé à la discussion avec eux et a pris une décision finale.

Analyse statistique

Toutes les analyses statistiques ont été réalisées à l'aide STATA logiciel statistique (Version 10.1, STATA Corp, College station, TX). Deux faces Ps. ≪ 0,05 ont été considérées comme statistiquement significatives

Hardy-Weinberg (HWE) dans les contrôles a été calculé à nouveau dans notre méta-analyse. La bonté du chi carré d'ajustement a été utilisé pour tester la déviation de HWE (significatif au niveau de 0,05).

Les odds ratios (OR) et les intervalles de confiance à 95% (IC à 95%) ont été utilisés pour évaluer la force de associations entre l'IL-8 -251 A /T SNP et le risque de cancer de l'estomac. OU _{1, OU 2, et OR 3 concernant l'IL-8 -251 A /T SNP ont été calculés pour les génotypes AA contre TT, TA contre TT, et AA par rapport à TA, respectivement.}

les différences par paires ci-dessus ont été utilisés pour déterminer le modèle génétique le plus approprié. Si OU _{1 = OU 3 ≠ 1 et OR 2 = 1, un modèle récessif est suggéré. Si OU 1 = OU 2 ≠ 1 et OR 3 = 1, un modèle dominant est implicite. Si OU 2 = 1 /OU 3 ≠ 1 et OR 1 = 1, un modèle overdominant complet est proposé. Si OU 1 > OU 2 > 1 et OR 1 > OU 3 > 1 ou OR 1 < OU 2 < 1 et OR 1 < OU 3 < 1, un modèle de codominant est indiquée [43]. Si un modèle dominant a été indiqué, le groupement d'origine a été effondré et le nouveau groupe de A transporteurs (AA ainsi que TA) a été comparé avec le génotype TT; si un modèle récessif a été suggéré, AA a été comparé au groupe de TT ainsi que l'assistance technique; si un modèle overdominant complet a été impliqué, le groupe des AA ainsi que TT a été comparé à TA; ou si un modèle de codominant a été insinué, AA a été comparé à TA et TT, respectivement.}

La statistique Q a été utilisé pour tester l'hétérogénéité parmi les études incluses dans la méta-analyse. Un modèle à effets fixes, en utilisant la méthode de Mantel-Haenszel (MH), a été utilisée pour calculer les RUP regroupées lorsque l'homogénéité existait sur la base du test Q valeur de p pas moins de contraste 0.1.By, un modèle à effets aléatoires, en utilisant DerSimonian et la méthode Laird (D + L), a été utilisé s'il y avait une hétérogénéité sur la base de test Q valeur inférieure à 0,1 p. L'importance des RUP groupées a été testé par test Z (P < 0,05 a été considérée comme significative)

L'analyse de sensibilité a été réalisée, dans laquelle les estimations méta-analyse ont été calculés après chaque une étude étant omise dans chaque tour <.. br>

Enfin, le biais de publication a été évaluée en effectuant des parcelles d'entonnoir qualitativement, et estimé par Begg et les tests de Egger quantitativement.

Résultats> Littérature Recherche et sélection
étude

Après une recherche exhaustive, un total de 261 articles en anglais et 8 en chinois ont été récupérés. Dans notre méta-analyse ont été initialement inclus au total 19 études [16] - [34], qui répondait à des critères d'inclusion. Ces 19 études ont été préalablement adapté à la méta-analyse des associations de cancer gastrique au sujet de l'IL-8 -251 A /T SNP. Après lecture attentive du texte intégral de ces études, nous avons trouvé deux études examinées par apparemment différent, mais en fait presque les mêmes auteurs [32], [34], nous avons donc inclus que l'étude de plus grande taille de l'échantillon (34), qui est, l'étude avec la taille plus petit échantillon [32] a finalement été exclue. Les noms et les noms des auteurs [34] ont été rectifié, qui est, Bo S. et al ont été changés en chanson B. et al pour la citation correcte.

Traditionnellement, toute étude qui a dévié de HWE devrait avoir été enlevés; cependant, Minelli C et al. a récemment souligné que les études qui semblent dévier de HWE devraient être étudiées plus loin plutôt que de simplement exclus, sauf si il y a d'autres raisons de douter de la qualité de l'étude [44]. À ce jour, il est encore peu concluante si des études dévié de HWE devraient être inclus ou exclus dans la conduite de la méta-analyse. Dans notre méta-analyse, une étude [21] a été dévié de HWE; cependant, étant donné que le nombre de participants à cette étude était grande et étant donné que les analyses de sensibilité seraient menées, nous avons finalement restés cette étude dans notre méta-analyse

Ainsi, 18 études [16] - [31]. , [33], [34] avec un total de 6554 contrôles et 4163 cas ont finalement été admissibles à la méta-analyse de l'IL-8 -251 a /T SNP. Les caractéristiques correspondantes ont été observées dans le tableau 1. L'organigramme de la recherche documentaire et l'étude sélection a été éclairé à la figure 1.

Total méta-analyse et sous-groupes Analyses

ou _{1 (p valeur), OU 2 (valeur p), et OR 3 (valeur p) de l'IL-8 -251 A /T SNP étaient de 1,32 (p = 0,018), 1,12 (p = 0,082), et 1,17 (p = 0,092), respectivement, peut-être insinuer un effet de modèle codominant des putative sensibles un allèle (OR 1 > OU 2 > 1 et OR 1 > OU 3 > 1). Pour déterminer en outre si l'adoption du modèle génétique codominant est influencée par l'étude dévié de HWE [21], le recalculé OU 1 (valeur p), OU 2 (valeur p), et OR 3 (valeur p) de l'IL-8 -251 A /T du SNP, à la suite de l'étude [21] avait été enlevée, est devenu 1,30 (p = 0,032), 1,13 (p = 0,094) et de 1,15 (p = 0,155), respectivement, aussi peut-être insinuer un effet de modèle codominant des putative sensibles un allèle. Considérant que les participants à l'étude [21] ont été les Asiatiques, nous avons calculé OU 1 (valeur p), OU 2 (valeur p), et OR 3 (valeur p) de l'IL-8 - 251 A /T SNP parmi les participants asiatiques, à la fois avec l'inclusion et l'exclusion de l'étude [21], et leurs valeurs sont devenues 1,52 (1,16 à 2,00, p = 0,003), 1,19 (1,02 à 1,38, p = 0,023), et 1,31 (1,04 à 1,66, p = 0,024) lors de l'étude [21] et a été inclus 1,51 (1,12 à 2,02, p = 0,006) 1,19 (1,02 à 1,39, p = 0,029) et 1,29 (1,00 à 1,67, p = 0,050) lorsque l'étude [21] a été exclue, ce qui indique sans aucun doute un effet de modèle codominant des putative sensibles allèle chez les Asiatiques (OR 1 > OU 2 > 1 et OR 1 > OU 3 > 1 avec presque toutes leurs valeurs de p statistiquement significativement inférieure à 0,05 ou un juste atteint 0,05). Ainsi, l'inclusion de l'étude avec un écart de HWE [21] ne modifie pas l'adoption du modèle génétique le plus probable (modèle codominant) dans notre méta-analyse. Le génotype AA a été comparé avec le génotype TA (AA vs TA) et le génotype TT (AA vs TT), respectivement. Dans la figure 2, pour le cancer gastrique globale constatation statistiquement significative n'a pu être observée (AA vs TA), alors qu'un résultat statistiquement significatif n'a pu être noté (AA vs TT) à partir des faits que la gestion commune ou (IC à 95%, la valeur de p) était 1,17 (0,98 à 1,40, p = 0,092) pour le premier, mais 1,32 (1,05 à 1,66, p = 0,018) pour celui-ci. Les données ont été stratifiés, à la lumière de l'origine ethnique des participants, dans les Caucasiens, Asiatiques et hispanique. Egalement sur la figure 2, la tendance semble contraire pourrait être notée entre les Caucasiens et les Asiatiques, et les résultats statistiquement significatifs ont été notés chez les Asiatiques, mais pas chez les Caucasiens (AA vs TT). Les RUP regroupées (IC à 95%, la valeur de p) étaient de 1,52 (1,16 à 2,00, p = 0,003) et 0,83 (0,66 à 1,04, p = 0,100) chez les Asiatiques et les Caucasiens (AA vs TT) ou 1,31 (1,04 à 1,66, p = 0,024) et 0,93 (0,76 à 1,13, p = 0,453) chez les Asiatiques et les Caucasiens (AA vs TA), respectivement. Bien que la mise en commun ou n'a pas pu être évalué chez les participants hispaniques, parmi lesquels une seule étude a été menée en ce que l'appartenance ethnique [26], l'appartenance ethnique qui devrait être traitée comme mexicaine ou hispanique, plutôt que de race blanche [26], [45], l'individu OU était encore apparente, étant de 1,73 (0,77 à 3,85, p = 0,182) et 0,79 (0,40 à 1,54, p = 0,484) dans la figure 2. Nous avons en outre sous-stratifié Asiatiques dans les participants de la Chine, Taiwan Chine, le Japon, la Corée, et L'Iran. Comme dans la figure 3, la tendance apparemment discordants pourrait être noté dans l'étude de Taiwan de la Chine [19], l'individu OR (IC à 95%, la valeur de p) qui était de 0,52 (0,34 à 0,80, p = 0,003); alors que la tendance similaire pourrait être noté dans les études de la Chine, le Japon et la Corée, les RUP (IC à 95%, la valeur de p) qui étaient de 1,71 (1,36 à 2,13, p = 0,000), 1,37 (0,95 à 1,98, p = 0,087) et 1,79 (1,23 à 2,59, p = 0,002), ce qui indique des résultats statistiquement significatifs de risque accru pour les participants en Chine ou en Corée (AA vs TT). De même, des résultats similaires ont été observés dans le mode (AA vs LI), avec 1,50 (1,22 à 1,83, p = 0,000) 1,06 (0,74 à 1,53, p = 0,743) 1,36 (0,81 à 2,29, p = 0,246), et 0,62 (0,41 à 0,93, p = 0,023) en Chine, le Japon, la Corée et Taiwan Chine, respectivement. Aussi intéressant, statistiquement significative n'a été découverte encore plus apparemment noté en Iran parce que l'individu OU pour l'Iran (IC à 95%, la valeur de p) était de 5,83 (1,63 à 20,89, p = 0,007) et 5,05 (1,62 à 15,73, p = 0,005) dans le mode (AA vs TT) et le mode (AA vs LI), respectivement.}

Comme le montre le tableau 2 et le tableau 3, les données spécifiques de l'IL-8 -251 A /T du SNP ont été stratifiés sur la base de taille de l'échantillon, en deux sous-groupes: un grand échantillon (le nombre total de contrôles et les cas pas moins de 500) et les petites et modérée échantillon (le nombre total de contrôles et cas moins de 500) sous-groupes. Statistiquement constatation importante a été notée dans les petites et modérée sous-groupe de l'échantillon, mais pas en grande contrepartie de l'échantillon (AA vs TT), étant donné que les RUP en gestion commune (IC à 95%, la valeur de p) were1.62 (1/25 à 2/10, p = 0,000) pour le premier et de 1,16 (0,86 à 1,57, p = 0,340) pour la seconde, respectivement.

les données ont également été stratifié, en conformité avec les scores d'évaluation de la qualité, en haute qualité (scores pas moins de 6,5) et faible et modérée qualité (scores moins de 6,5) sous-groupes. Une constatation statistiquement significative a été témoin du sous-groupe de haute qualité, mais pas en contrepartie à faible et modérée de qualité, étant donné que les RUP en gestion commune (IC à 95%, la valeur de p) 1,38 (1,07 à 1,78, p = 0,013) pour l'ex-et1. 23 (0,77 à 1,97, p = 0,388) pour le second (AA vs TT), et 1,25 (1,03 à 1,51, p = 0,023) pour le premier et 1,03 (0,71 à 1,49, p = 0,892) pour le second (AA vs TA), respectivement.

les données ont en outre stratifié, en ligne avec le temps de publication, dans le sous-groupe publication antérieure (articles publiés avant ou en 2005) et la publication sous-groupe plus tard (articles publiés après 2005). Aucune statistiquement significative n'a été observée au motif que les RUP regroupées (IC à 95%, la valeur de p) étaient de 1,39 (0,85 à 2,28, p = 0,191) dans l'ancien et 1,28 (0,99 à 1,66, p = 0,063) dans le second ( AA vs TT), et 1,23 (0,82 à 1,85, p = 0,326) dans l'ancien et 1,13 (0,93 à 1,37, p = 0,222) dans le second (AA vs TA), respectivement.

Lorsque le cancer gastrique a été classé dans la non-cardia (ou distales) et cardia sous-types, pas statistiquement significative n'a été trouvée entre le type non-cardia ou parmi type cardia au motif que les RUP en gestion commune (IC à 95%, la valeur de p) étaient de 1,05 (0,73 à 1,51 , p = 0,783) entre le type non-cardia et 1,20 (0,72 à 2,00, p = 0,481) entre le type de cardia (AA vs TT), et 0,85 (0,70 à 1,04 p = 0,122) entre le type non-cardia et 1,22 (0.97- 1,55, p = 0,092) entre le type du cardia (AA vs TA).

en termes de pathologie, le cancer gastrique pourrait être classé dans l'intestin, diffuse ou sous-types mixtes, et un résultat statistiquement significatif n'a été observé dans intestinal- Type cancer mais pas dans de type diffus cancer (AA vs TT), pour les RUP en gestion commune (IC à 95%, la valeur de p) étaient de 1,37 (1,05 à 1,79, p = 0,021) dans l'ancien et 1,24 (0,57 à 2,70, p = 0,595) dans le second (AA vs TT).

en termes de Helicobacter pylori
état d'infection, aucune différence statistiquement significative n'a été trouvée parmi Helicobacter pylori
patients positifs pour le cancer ( comparativement à contrôles positifs de Helicobacter pylori) ou parmi les Helicobacter pylori
patients atteints de cancer négatifs (par rapport à Helicobacter pylori
contrôles négatifs), pour les RUP en gestion commune (IC à 95%, p valeur) était de 1,56 (0,76 à 3,21, p = 0,230) dans l'ancien et 0,99 (0,59 à 1,65, p = 0,967) dans le second (AA vs TT), et 1,22 (0,62 à 2,43, p = 0,564) dans l'ancienne et 0,88 (0,57 à 1,38), p = 0,589) dans le second (AA vs LI), comme le montre la figure 4.

quand les techniques de génotypage ont été considérées comme un résultat statistiquement significative n'a été observée dans d'autres techniques de génotypage sous-groupe, mais pas dans le sous-groupe traditionnel PCR-RFLP (AA vs TT). Dans le sous-groupe PCR-RFLP et dans d'autres sous-groupe technique de génotypage, ORs regroupées (IC à 95%, la valeur de p) étaient de 1,28 (0,86 à 1,89, p = 0,223) dans l'ancien et 1,34 (1,00 à 1,80, p = 0,048) dans le ce dernier (AA vs TT).

Analyse de sensibilité

Les méta-analyses ont été effectuées à plusieurs reprises lorsque chaque étude particulière avait été enlevé. Les résultats indiquent que les estimations à effets fixes et /ou à effets aléatoires estimations avant et après la suppression de chaque étude étaient similaires au sens large, ce qui suggère une grande stabilité des résultats de méta-analyse. Comme le montre la figure 5, la seule étude la plus influence sur les estimations groupées ensemble semblait être l'étude menée par Lee WP et al. [19], l'analyse de sensibilité, cependant, a indiqué une grande stabilité des résultats à partir des faits que les RUP (IC à 95%, la valeur de p) étaient de 1,32 (1,05 à 1,66, p = 0,018) avant la suppression de cette étude et de 1,39 ( 1,13 à 1,70, p = 0,002) après le retrait de cette étude (AA vs TT).

la méta-analyse cumulative

méta-analyses cumulatives d'IL-8 -251 A /T SNP association ont également été menées chez les Asiatiques via l'assortiment de la fois le nombre total de taille de l'échantillon (figure 6 partie A) et le temps de publication (Figure 6 partie B). Comme le montre la figure 6 partie A, les inclinations, mais ondulaient, vers des associations significatives pourraient être vus lorsqu'ils sont triés selon la taille de l'échantillon total chez les Asiatiques (AA vs TT). Dans la figure 6, partie B, a montré la méta-analyse cumulative de l'association pour l'IL-8 -251 A /T SNP avec le cancer gastrique globale chez les Asiatiques dans l'ordre chronologique (AA vs TT).

Publication Analyse Bias

Le biais de publication a été préalablement examiné par des parcelles d'entonnoir qualitativement et estimé par Begg et les tests de Egger quantitativement. Son graphique en entonnoir (figure 7) a montré que les points presque symétriquement distribués, principalement dans les pseudo 95% des limites de confiance (AA vs TA). Les valeurs de P étaient 0,198 (AA vs TT) et 0,495 (AA vs TA) dans le test de Begg, insinuant pas de biais de publication, mais les valeurs de p étaient 0,031 (AA vs TT), insinuant un peu de biais de publication, mais 0,171 (AA vs TA) dans le test de Egger , insinuant pas de biais de publication

Discussion

Dans notre méta-analyse, une constatation statistiquement significative n'a pu être notée (AA vs TT) avec le risque global de développer un cancer gastrique. la tendance apparemment contraire pourrait être notée entre les Caucasiens et les Asiatiques, et les résultats statistiquement significatifs ont été encore plus apparemment noté chez les Asiatiques, en particulier dans la population chinoise Han, mais pas chez les Caucasiens (AA vs TT). Nos méta-analyses suggèrent que l'IL-8 -251 génotype AA peut être un biomarqueur important de la susceptibilité au cancer de l'estomac pour les Asiatiques, en particulier pour la population chinoise Han, l'hypothèse qui doit encore être confirmé dans les futures études bien conçues en Chine.

sur la base des résultats des méta-analyses cumulatives, les inclinations, mais ondulait, vers des associations significatives dans les Asiatiques pourraient être évidemment vus lorsqu'ils sont triés par taille de l'échantillon total (AA vs TT). L'IL-8 -251 génotype AA peut sembler être plus sensibles au cancer de l'estomac chez les Asiatiques. Ainsi, les différents ou même contradictoires associations de risque, le cas échéant, entre les différents groupes ethniques devraient être plus minutieusement étudiées et reconfirmé à l'avenir
.

Nos analyses sous-groupe indiquent également que des associations significatives pourraient être trouvées dans le petit-et- échantillon modéré sous-groupe, mais pas dans la grande contrepartie de l'échantillon (AA vs TT). Dans un grand échantillon sous-groupe les influences des RUP dans les études menées par Lee et al. [19] et Kang et al. [30] sont à la fois opposées assez fort (0,52 et 2,12, respectivement) pour compenser l'ensemble OU, donc la valeur insignifiante (1,16) pourrait être atteint, alors que dans les petites et modérée sous-groupe de l'échantillon des RUP sont moyennement réparties autour de 1, mais l'influence des OR dans l'étude menée par Kamali-Sarvestani et al. [22] est suffisant (5,83) forte pour rendre l'ensemble ou pour atteindre la valeur significative (1,62). Une constatation statistiquement significative a également été témoin du sous-groupe de haute qualité, mais pas en contrepartie de qualité à faible et modérée (AA vs TT ou AA vs TA). Il est naturel que les études de haute qualité devraient être conçus à l'avenir afin d'explorer avec précision les véritables associations entre l'IL-8 -251 A /T SNP et le cancer gastrique

En outre, 8 [18] -. [ ,,,0],20], [23], [25] - [27], [29] sur 18 études admissibles ont été traitées avec le cancer noncardia gastrique et 5 [16], [18], [19], [27], [33] avec le cancer gastrique cardia. Non statistiquement résultats significatifs pourraient être noté avec soit sous-groupe. 7 études [18] - [20], [25], [26], [29], [30] dans notre méta-analyse ont été traités avec le cancer gastrique de type intestinal pathologiquement et 4 [18], [19], [ ,,,0],26], les études [30] sur 18 ont été traités avec le cancer gastrique de type diffus pathologiquement. Une constatation statistiquement significative n'a pu être notée dans de type intestinal, mais pas dans le type de cancer diffuse- (AA vs TT). Comme on le sait, le cancer gastrique de type cardia diffère d'un cancer gastrique noncardia type dans l'étiologie, la pathologie, la carcinogenèse et /ou de pronostic [46] - [48], il en est de type intestinal par rapport à un cancer de type diffus cancer. On pourrait dire que la combinaison aveugle de cardia-type et des cas de type noncardia ou de type intestinal et diffus de type-cas dans la majorité des études admissibles peut masquer ou au moins sous-estimer la force réelle des associations [5], [42 ].

en outre, Helicobacter pylori
infection est associée à une augmentation de l'épithélium IL-8 expression et muqueuse sécrétion d'IL-8 et Helicobacter pylori
induit IL-8 expression dans les cellules épithéliales gastriques est associé H pylori
avec CagA phénotype positif [49]. Dans notre méta-analyse, aucune association significative n'a pu être trouvée parmi les Helicobacter pylori
Les patients atteints de cancer positifs ou négatifs, ce qui est incompatible avec la constatation que rapporté par Liu et al. [37]. L'écart peut être expliqué que l'étude menée par Lee et al. [19] a finalement été inclus dans le l'analyse de sous-groupe infection
Helicobacter pylori dans notre méta-analyse, mais pas dans la méta-analyse par Liu et al. révélée dans leur Fig. 2 [37], parce que l'OR dans l'étude menée par Lee et al. [19] est opposée assez forte (0,40) pour compenser l'ensemble OU, donc la valeur insignifiante (1,56) pourrait être atteint. En tout cas, la véritable association entre Helicobacter pylori
état d'infection et de l'IL-8 -251 A /T SNP devrait être encore méticuleusement étudié à l'avenir.

Avec l'avènement des technologies de génotypage sophistiquées comme réaction semi-nichée en chaîne par polymérase, TaqMan test de discrimination allélique, ou PCR en temps réel, nous pouvons assister à une recrudescence des études d'association génétique à l'avenir. Dans notre méta-analyse, statistiquement résultat significatif pourrait être noté dans d'autres sous-groupes de la technique de génotypage, mais pas dans conventionnelle sous-groupe PCR-RFLP. La différence devrait se préoccuper avec prudence. Nous proposons que la sensibilité et la spécificité de ces techniques de génotypage doivent encore être explorées afin de rechercher les approches optimales qui pourraient minimiser les erreurs de génotypage [5], [42].

Jusqu'à présent, deux génome association -Wide (GWA) études relatives au cancer gastrique ont été publiés [50], [51]. Ils ont rapporté que les deux variants communs associés au risque de carcinome à cellules squameuses de l'œsophage sont également associés à un risque de cancer gastrique cardia, mais aucun d'entre eux ont trouvé IL-8 soit un gène de risque de cancer gastrique. Notre explication de la différence est que la première étape commune de ces deux études GWA se concentre uniquement sur le carcinome à cellules squameuses de l'œsophage. Par conséquent, même si ils ont trouvé des variants de partage de risque entre le carcinome épidermoïde de l'oesophage et le cancer gastrique, ils pourraient manquer ces gènes à risque qui ne lui confèrent un risque de cancer gastrique. Ainsi, nous préconisons des études plus génétiques, en particulier des études GWA, pour le cancer gastrique à réaliser dans un proche avenir.

Enfin, la force de notre méta-analyse pourrait se résumer comme suit. Nous avons cherché à trouver autant de publications que nous avons pu, au moyen de diverses approches de recherche. L'étude qui a semblé dévier de HWE n'a pas été exclue mécaniquement dans notre méta-analyse, sauf si il y a d'autres raisons convaincantes de douter de la qualité de l'étude [44]. Nous avons posé davantage l'accent sur l'évaluation des préjugés à travers des études et d'identifier les sources potentielles d'hétérogénéité par sous-groupe et des analyses de sensibilité. Nous avons évalué globalement les biais de publication à l'aide de plusieurs moyens comme Begg et les tests de Egger ainsi que des tests de tracé de l'entonnoir. Compte tenu de cela, nous convaincre que les résultats de notre méta-analyse, en substance, sont solides et fiables.

Certes, il y a des limitations inévitables dans notre méta-analyse. Tout d'abord, l'information offerte à partir des études incluses est incompatible. Autrement dit, les informations sur la sensibilité globale du cancer gastrique est principalement fourni, tandis que des informations plus importantes sur les sous-types ou sous-types pathologiques anatomiques du cancer gastrique est moins fourni. Ainsi, les résultats spécifiques du sous-type doivent être considérées avec prudence. D'autre part, avec les études publiées simplement inclus dans notre méta-analyse, les biais de publication est très susceptible de se produire, mais pas ou peu le biais de publication statistiquement significative est indiqué dans notre méta-analyse. Troisièmement, modérée à sévère hétérogénéité pourrait être témoin entre les études incluses. Afin de minimiser le risque de biais, nous avons conçu un protocole rigoureux avant de procéder à une méta-analyse, et effectué une recherche scrupuleux des études publiées en utilisant des méthodes explicites pour la sélection de l'étude, l'extraction de données, l'analyse statistique, l'adoption du modèle génétique et analyse de sensibilité la plus appropriée .

en conclusion, l'IL-8 -251 génotype AA est associé au risque global de développer un cancer gastrique et peut sembler être plus sensibles au cancer gastrique globale dans les populations asiatiques, en particulier pour la population chinoise Han.

• PLoS ONE: polymorphismes et un haplotype dans HEPARANASE associations génétiques avec la progression et le pronostic du cancer gastrique dans une population chinoise du Nord
• PLOS ONE: Effets de l'interleukine-10 polymorphismes, Helicobacter pylori infection, et le tabagisme sur le risque de cancer gastrique Noncardia