Résumé de l'arrière-plan
Fente labio-palatine (CL /P) est l'une des malformations les plus fréquentes chez l'homme. Facteur de croissance transformant alpha (TGFA) est un facteur de croissance de mammifère bien caractérisé qui pourrait contribuer au développement de la CL /P. Cette méta-analyse visant à résumer l'association entre les polymorphismes TGFA Taq I et CL /P.
Méthodes
Nous avons récupéré les articles pertinents de PubMed, EMBASE, ISI Web des bases de données scientifiques et Scopus. Des études ont été sélectionnés selon des critères spécifiques d'inclusion et d'exclusion. Les odds ratios (OR) et leurs intervalles de confiance à 95% (IC à 95%) ont été calculés pour évaluer l'association entre TGFA Taq I polymorphisme et CL risque /P. Les méta-analyses ont été effectuées sur l'ensemble des données et séparément pour les grands groupes ethniques, le type de maladie et une source de contrôle. Résultats de Toutes les analyses ont été effectuées à l'aide du logiciel Stata.
Vingt articles ont été inclus dans la présente analyse. Il existe une association significative entre le polymorphisme TGFA Taq I et CL /P (C1C2 vs c1c1: OR = 1,67, IC à 95% = 1,23 à 2,25, C2C2 + C1C2 vs C1C1C1: OR = 1,52, IC à 95% = 01/15 à 02/01; C2 vs C1: OR = 1,41, IC à 95% = 1,12 à 1,78). Des analyses stratifiées ont suggéré que le polymorphisme TGFA Taq I était significativement associée à CL /P chez les Caucasiens (C1C2 vs c1c1: OR = 1,95, IC à 95% = 1,34 à 2,86; C2C2 + C1C2 vs c1c1: OR = 1,68, IC à 95% = 1,18 -2.38; C2 vs V1:. OR = 1,52, IC à 95% = 1.14 -2.02)
Conclusion
TGFA Taq I polymorphisme peut être associé avec le risque de CL /P
Mots-clés
Cleft. labiales et palatines lèvre Agrafe Agrafe palais de croissance transformant le facteur alpha nucléotide polymorphisme méta-analyse électronique du matériel supplémentaire
La version en ligne de cet article (doi:. 10 1186 /1472-6831-14-88) contient du matériel supplémentaire, qui est disponible pour les utilisateurs autorisés.
fond
clefting faciale est l'une des malformations les plus fréquentes chez l'homme. Des différences significatives entre les populations de la prévalence de la fente labiale ou palatine (CL /P) ont été rapportés, avec des taux plus élevés trouvés chez les Asiatiques et les Amérindiens que ceux observés chez les Caucasiens et les Africains. formation Palate est complexe, et il y a de nombreuses possibilités indésirables potentiels, retardée plateau horizontalisation et la durée insuffisante croissance la plus courante étant [1].
Les études épidémiologiques suggèrent qu'un certain nombre de facteurs environnementaux ont été examinés comme facteurs de risque pour CL /P , y compris le tabagisme maternel, l'exposition aux médicaments antiépileptiques, des agents anti-émétiques et l'utilisation de la vitamine pendant la période périconceptionnelle, les facteurs métaboliques maternels, la consommation d'alcool et l'exposition aux produits chimiques agricoles [2]. Plusieurs études ont suggéré que le tabagisme maternel a augmenté le risque de livrer les nourrissons avec les fentes faciales [3-6]. Il a été précédemment montré que l'apport périconceptionnel maternel de multivitamines contenant de l'acide folique réduit la survenue de CL /P [6-8]. Cependant, il y a une étude montrant les différents résultats [9]. Une étude cas-témoins a montré que CL /P a été associée à la consommation d'alcool par la mère [10]. Cependant, Christensen et ses collègues ont constaté que, avant la grossesse, il y avait moins de mères de cas boire de l'alcool que les mères de contrôle [11].
Les caractéristiques épidémiologiques et les facteurs de risque de CL /P ne sont pas claires. Il y a aussi une forte composante génétique à fentes orales. Les facteurs de susceptibilité de l'hôte peuvent jouer un rôle important dans le développement de CL /P. Ardinger et ses collègues ont effectué la première étude à utiliser une étude cas-témoins pour tester des gènes candidats [12]. Ils ont trouvé une association significative statistique entre CL /P et deux de 12 marqueurs dans cinq gènes, avec le marqueur d'un Taq1 intronique du gène facteur de croissance transformant alpha (TGFA) montrant la plus forte association. TGFA codée par un gène cartographié à 2p13, est une protéine de sécrétion qui se lie au récepteur du facteur de croissance épidermique (EGFR) et est situé à l'épithélium du palais au cours de la fermeture du palais [13]. TGFA peut fonctionner comme une version embryonnaire normal du facteur de croissance liés à l'EGF [14]. EGF /TGFA et les glucocorticoïdes sont censés réguler la prolifération et la différenciation des cellules épithéliales palatines in vitro et in vivo
. En outre, la présence continue de l'EGF inhibe le processus de fusion; TGFA est susceptible d'avoir des effets similaires. Ces études biologiques suggèrent que des mutations dans le gène TGFA peuvent contribuer au développement de CL /P, en particulier pour les mutations qui affectent le temps de l'expression tissu-spécifique de ce gène.
Le gène TGFA montre un polymorphisme de restriction de longueur de fragment lorsqu'ils sont traités avec Taq I enzyme de restriction. L'allèle mutant montre un à quatre bases (TAAT) suppression. Dans ce cas, il montre une paire 178-base (pb) C1 allèle et un allèle 174 pb C2 [15]. TGFA Taq I polymorphisme est situé dans l'intron 5 et a 602 pb dans la direction 59 du site accepteur de l'exon 6 [16]. Pour ce polymorphisme, c1c1 est le génotype sauvage, C1C2 est hétérozygote génotype et C2C2 est homozygote mutation génotype. Dans la plupart des études, il existe différentes formes de comparaisons telles que la comparaison hétérozygote (C1C2 vs. c1c1), comparaison de homozygote (de C2C2 vs c1c1), le modèle dominant (C1C2 + C2C2 vs c1c1), modèle récessif (C2C2 vs C1C2 + c1c1) et allélique modèle (C2 vs C1). Ardinger et ses collègues rapportées association entre la Taq polymorphismes I au niveau du locus TGFA et CL /P susceptibilité dans une étude cas-témoins [12]. Cette constatation a depuis été repris dans certaines études [6, 15, 17-23]. Cependant, il y a encore des controverses de l'effet de TGFA polymorphisme sur la prédisposition de cette malformation [24-35].
Les conclusions incohérentes ci-dessus dans les résultats des études peuvent être attribuées à la taille des échantillons, l'ethnique la population de l'échantillon et d'autres raisons. Afin de contribuer à une meilleure compréhension du rôle de ce gène dans la survenue d'une fente labiale, une fente labiale ou fente labiale et palatine, nous effectuons une méta-analyse à jour sur toutes les études cas-témoins disponibles, combinant les données ensemble pour atteindre un plus grand échantillon, pour obtenir plus de puissance statistique pour évaluer l'association entre CL /P susceptibilité et TGFA Taq I polymorphisme. Comprendre le contexte génétique et l'étiologie de CL /P est essentielle tant pour l'évaluation des risques et des résultats de méthodes efficaces de prévention et de traitement.
Méthodes
sources de données
Nous avons récupéré les articles en utilisant les termes suivants «Transformer la croissance facteur alpha ou TGFA "et" une fente labiale ou une fente palatine ou fente labiale et palatine "de PubMed, Embase, ISI Web of science et Scopus (Dernière recherche a été mis à jour en Octobre 2013). Il n'y avait aucune restriction linguistique et l'âge des participants n'a pas été considéré comme critères de sélection. Nous avons évalué les publications potentiellement pertinentes en examinant leurs titres et les résumés et toutes les études qui correspondent aux critères d'admissibilité ont été récupérés sélection
d'étude et de l'extraction de données
études admissibles ont été sélectionnés selon les critères d'inclusion explicite suivants:. (A) l'évaluation de la TGFA Taq I polymorphisme et CL /P risques, (b) en utilisant la méthodologie d'une étude cas-témoins pour maintenir l'homogénéité entre les études incluses dans la méta-analyse.
en double et des articles évidemment indépendants ont été éliminés par un seul auteur ( CF). Les résumés des articles restants ont été examinés indépendamment par deux auteurs (CF. et E.Z.) pour déterminer si l'article en texte intégral doit être recherchée. Quand il y avait des désaccords entre CF et EZ dans les documents de sélection, le troisième auteur (L.L.) serait d'évaluer les articles et prendre la décision finale avec CF et EZ. Un diagramme à quatre phases selon examens systématiques (http:.. //Www prisma-statement org /) a été montré à la figure 1. Nous avons utilisé l'échelle Newcastle-Ottawa (NOS), suggérée par Cochrane Collaboration , pour évaluer la qualité de chacun inclus dans la présente étude méta-analyse. L'information suivante a été obtenue à partir de chaque publication: le nom du premier auteur, année de publication, l'origine du pays, l'origine ethnique, les caractéristiques des cas, le nombre total de cas et les témoins, le nombre de chaque groupe avec des génotypes, respectivement TGFA Taq I. Figure 1 Organigramme du processus de sélection de l'étude.
Méthodes statistiques
Les odds ratios (RUP) et leurs intervalles de confiance à 95% (IC à 95%) ont été calculés pour évaluer l'association entre TGFA Taq I polymorphisme et CL /P. ORs Pooled ont été obtenus à partir de la combinaison d'une seule étude par comparaison hétérozygote (C1C2 vs. c1c1), comparaison de homozygote (de C2C2 vs c1c1), le modèle dominant (C1C2 + C2C2 vs c1c1), modèle récessif (C2C2 vs C1C2 + c1c1) et le modèle allélique ( C2 vs C1), respectivement. Ces comparaisons ont été utilisés pour fournir plus d'informations sur la relation entre le polymorphisme et la maladie, évaluer l'association au point de vue différent et de valider l'association par de nombreuses façons, ainsi que d'offrir les données pour une étude plus approfondie sur l'expression des gènes. Les méta-analyses ont été effectuées sur l'ensemble des données et séparément pour la source de contrôle et le type de maladie. Nous avons étudié l'hétérogénéité entre les études par le test Q de Cochran et quantifiée par I2. Pour obtenir des statistiques sommaires pour les RUP du polymorphisme et de la maladie, nous avons effectué des analyses initiales avec un modèle à effets fixes et analyses de confirmation avec un modèle à effets aléatoires s'il y avait une hétérogénéité significative. S'il n'y a pas d'hétérogénéité, les modèles fixes et aléatoires effets produisent des résultats similaires, et, sinon, le modèle à effets aléatoires produit habituellement CIs plus larges que le modèle à effets fixes. Si la valeur de P est & gt; 0,05 du test Q, le résumé ou l'estimation de chaque étude a été calculé par le modèle à effets fixes. Dans le cas contraire, le modèle à effets aléatoires a été utilisé.
Nous avons évalué le biais de publication potentielle en examinant les parcelles d'entonnoir et en utilisant le test de Egger [36, 37]. Un graphique en entonnoir est un graphique destiné à vérifier l'existence de biais de publication dans les revues systématiques et méta-analyses. En l'absence de biais de publication, il suppose que les plus grandes études seront tracés près de la moyenne, et des études plus petites seront réparties uniformément sur les deux côtés de la moyenne, ce qui crée une distribution à peu près en forme d'entonnoir. Déviation de cette forme peut indiquer un biais de publication. Cette approche est très simple à utiliser, mais, parfois, on peut avoir des doutes sur l'asymétrie de l'entonnoir, surtout si le nombre d'études est faible. En outre, l'entonnoir peut être asymétrique en raison d'une qualité déficiente des études ou parce que nous avons affaire à des interventions dont l'effet varie selon l'échantillon de chaque étude. Dans ces cas, une régression linéaire Egger pourrait être utilisé. Le test de Egger trace la ligne de régression entre la précision des études (variable indépendante) et l'effet standardisé (variable dépendante). Lorsqu'il n'y a pas de biais de publication de la ligne de régression provient de l'axe Y zéro. Donc, beaucoup plus loin de zéro, une preuve supplémentaire de biais de publication. La signification de l'ordonnée à l'origine est déterminée par le
t -test comme suggéré par le test de Egger. Toutes les valeurs P étaient deux côtés et toutes les analyses ont été effectuées en utilisant la version du logiciel Stata 11.0 Résultats de (Stata Corp, de College Station, TX).
Caractéristiques détaillées de chaque étude sont résumées dans le tableau 1. Au total, 20 études cas-témoins incluant 3824 cas et 7710 contrôles ont contribué à l'analyse. Les sujets de l'étude étaient la population de race blanche, africaine, hispanique et asiatique. Il y a quelques études, y compris plus d'une population ethnique. Il y avait 14 études contenant des Européens, 4 études, y compris les Hispaniques, les 3 études portant sur les Africains et 2 études comprenant les Asiatiques. Pour les Européens, les Hispaniques, les Africains et les Asiatiques, la taille des échantillons variait de 25 à 1525, 90-921, 17-69 et 12 à 100, respectivement. La taille totale de l'échantillon était de 2897 cas et 6806 contrôles pour les Européens, 853 cas et 753 contrôles pour les Hispaniques, 41 cas et 72 contrôles pour les Africains et les 33 cas et 79 témoins pour les Asiatiques. Les types de contrôles inclus dans la population, members.Table en milieu hospitalier et familial indépendant 1 Caractéristiques des études incluses dans l'auteur de la méta-analyse, année
Pays D'origine
Type de clip
caractéristiques de contrôle
No. (Cas /contrôle)
Case
Contrôle
C1C1
C1C2
C2C2
C1/C2
C1C1
C1C2
C2C2
C1/C2
BEATY [31]
USA
Caucasian
CP
HB
42/135
-
-
-
78/6
-
-
-
248/22
Caucasian
CL/P
HB
86/135
-
-
-
163/9
-
-
-
248/22
African
CP
HB
13/135
-
-
-
24/2
-
-
-
248/22
African
CL/P
HB
11/135
-
-
-
22/0
-
-
-
248/22
TANABE [15]
Japan
Asian
CL/P
HB
28/73
-
-
-
49/7
-
-
-
129/17
Lilian Jara[21]
Chile
Hispanic
CL/P
HB
39/51
33
6
0
72/6
44
6
1
94/8
Sassani [19]
USA
Caucasian
CL/P
HB
81/84
54
26
1
134/28
70
13
1
153/15
Asian
CL/P
HB
6/6
4
2
0
10/2
4
2
0
10/2
African
CL/P
HB
10/7
4
5
1
13/7
4
3
0
11/3
Ardinger [12]
USA
Caucasian
CL/P
HB
78/98
59
17
2
135/21
89
8
1
186/10
Shiang [20]
USA
Caucasian
CP
HB
43/170
-
-
-
69/17
-
-
-
311/29
Hwang [22]
USA
Caucasian
CP
HB
69/284
49
20
0
118/20
239
44
1
522/46
Caucasian
CL/P
HB
114/284
93
19
2
205/23
239
44
1
522/46
ROMITTI [30]
USA
Caucasian
CP
PB
51/295
41
10*
-
-
235
60*
-
-
Caucasian
CL/P
PB
118/295
96
22*
-
-
235
60*
-
-
Hecht [24]
USA
Caucasian
CL/P
UFM
12/13
11
1
0
23/1
10
2
1
22/4
Chenevix [18]
Australia
Caucasian
CL/P
HB
117/113
84
30
3
198/36
94
17
2
205/21
Holder [17]
UK
Caucasian
CL/P
HB
60/60
36
14
5
86/24
55
5
0
115/5
CHENEVIX[29]
Australia
Caucasian
CL/P
HB
96/100
66
27
3
159/33
90
9
1
189/11
Stoll [25]
France
Caucasian
CL/P
HB
98/99
-
-
-
187/10
-
-
-
184/14
Caucasian
CP
HB
57/99
-
-
-
104/10
-
-
-
184/14
Christensen [11]
Denmark
Caucasian
CP
PB
65/457
49
15
1
113/17
344
102
11
790/124
Caucasian
CL/P
PB
191/457
145
45
1
335/47
344
102
11
790/124
SHAW [6]
USA
Caucasian
CP
PB
114/379
87
27*
-
-
321
58*
-
-
Hispanic
CP
PB
35/175
34
1*
-
-
164
11*
-
-
African
CP
PB
7/20
6
1*
-
-
18
2*
-
-
Caucasian
CL/P
PB
245/379
212
33*
-
-
321
58*
-
-
Hispanic
CL/P
PB
103/175
94
9*
-
-
164
11*
-
-
African
CL/P
PB
12/20
11
1*
-
-
18
2*
-
-
Beaty [26]
USA
Caucasian
CP
HB
51/87
44
6
1
94/8
79
8
0
166/8
Caucasian
CL
HB
26/87
21
5
0
47/5
79
8
0
166/8
Caucasian
CL/P
HB
53/87
48
5
0
101/5
79
8
0
166/8
African
CP
HB
12/45
10
2
0
22/2
43
2
0
88/2
African
CL
HB
2/45
2
0
0
4/0
43
2
0
88/2
African
CL/P
HB
10/45
9
1
0
19/1
43
2
0
88/2
Bertoja [34]
Brazil
Hispanic
CL/P
HB
140/142
114
25
1
253/27
121
21
0
263/21
PASSOS-BUENO [32]
Brazil
Hispanic
CL/P
HB
536/385
484
51
1
1019/53
344
41
0
729/41
Lidral [28]
USA
Caucasian
CL/P
PB
182/251
-
-
-
327/37
-
-
-
449/53
Caucasian
CP
PB
62/251
-
-
-
109/15
-
-
-
449/53
Lidral [27]
USA
Caucasian
CL/P
PB
652/776
-
-
-
1204/100
-
-
-
1436/116
Caucasian
CP
PB
97/776
-
-
-
176/18
-
-
-
1436/116
CL
: pince à lèvres, /P
CL:, pince bouche PB
: pince la lèvre et le palais, CP
groupe de contrôle basée sur la population, HB
: en milieu hospitalier groupe témoin, UFM
: membres de la famille indépendants contrôlent groupe
c1c1, C1C2, C2C2:. génotype, C1 /C2:.. fréquence allèle
* la somme des C1C2 et C2C2
résultats NOS a suggéré que tous les études incluses sont de haute qualité de niveau avec le score & gt; Association de 6 entre les génotypes de TGFA Taq1 et CL /risque de P
Un résumé des résultats de méta-analyse de l'association entre TGFA Taq I et CL /P. le risque est fourni dans le tableau 2. la méta-analyse a montré une association statistiquement significative entre TGFA Taq I polymorphisme et CL /risque de P par rapport hétérozygote, dominante et le modèle allélique (C1C2 vs c1c1: OR = 1,67, IC à 95% = 1,23 à 2,25, P = 0,009 pour l'hétérogénéité, I
2 = 55,8%; C2C2 + C1C2 vs c1c1: OR = 1,52, IC à 95% = 1,15 à 2,01, P & lt; 0,001 pour l'hétérogénéité, I 2 = 64,7%; C2 vs C1 : OR = 1,41, IC à 95% = 1,12 à 1,78, P & lt; 0,001 pour l'hétérogénéité, I 2 = 65,2%), mais pas dans le homozygote et le modèle récessif (C2C2 vs c1c1: OR = 1,57, IC à 95% = 0,87 à 2,83, P = 0,525 pour l'hétérogénéité, I 2 = 0,0%; C2C2 vs C1C2 + c1c1: OR = 1,43, IC à 95% = 0,79 à 2,59, P = 0,634 pour l'hétérogénéité, I 2 = 0,0%). Résultats méta-analyse de l'association entre TGFA Taq I polymorphisme et CL /risque de P dans le cadre du modèle de comparaison hétérozygote (C1C2 contre c1c1), le modèle dominant (C1C2 + C2C2 contre c1c1), et le modèle allélique (C2 par rapport C1) étaient également représenté sur la figure 2, la figure 3 et la figure 4, respectively.Table 2 Association entre TGFA Taq1 polymorphisme et CL /risque P
Numéro de modèle d'études
