Krooninen sairaus

tiivistelmä

Background

Mutant p53-proteiinin yli-ilmentyminen on raportoitu aiheuttavan seerumin vasta-aineita p53. Eri tutkimukset arvioidaan diagnostista arvoa seerumin p53-vasta potilailla, joilla on ruokatorven syöpä pysyy kiistanalainen. Tutkimuksen tavoitteena on kokonaisvaltaisesti ja kvantitatiivisesti yhteenveto mahdollinen diagnostinen arvo seerumin p53-vasta ruokatorven syöpään.

Methods

systemaattisesti etsinyt PubMed ja EMBASE saa 31. toukokuuta 2012, ilman kielirajoituksia. Tutkimukset arvioitiin laadun käyttämällä QUADAS (laadun arviointi tutkimusten diagnostista tarkkuutta). Positiivinen todennäköisyys suhde (PLR) ja negatiivinen todennäköisyys suhde (NLR) yhdistettiin erikseen ja verrattuna kokonaistarkkuus toimenpiteiden diagnostinen kerroinsuhde (DOR) ja symmetrinen yhteenveto vastaanotin toimii ominaisuus (sROC). Lainausoikeus ja NLR ja niiden 95%: n luottamusväli (CI) laskettiin käyttäen kiinteiden vaikutusten malli mukaan Mantel-Haensed menetelmä ja sattumanvaraiset vaikutukset mallia, joka perustuu työhön Der Simonian ja Laird, vastaavasti.

Tulokset

Viisitoista tutkimukset (tapaukset = 1079, valvonta = 2260) täytti sisällyttämisen kriteerit meta-analyysi. Noin 53.33% (8/15) mukana olevista tutkimuksista oli laadukas (QUADAS score≥8), joka oli retrospektiivinen tapaus-verrokki tutkimuksissa. Yhteenvedossa arviot kvantitatiivisen analyysin seerumin p53-vasta diagnosoinnissa ruokatorven syöpä oli PLR 6,95 (95% CI: 4,77-9,51), NLR 0,75 (95% CI: 0,72-0,78) ja DOR 9,65 (95% CI: 7.04- 13,22). Kuitenkin löysimme merkittävä heterogeenisyys välillä NLRs.

Johtopäätökset

Nykyinen näyttö viittaa siihen, seerumin p53-aineella on potentiaalinen diagnostinen arvo ruokatorven syöpään. Kuitenkin sen syrjintä teho ei ole täydellinen, koska alhainen herkkyys.

Impact

Nämä tulokset viittaavat siihen, että s-p53-vasta-aine voi olla hyödyksi seurannassa jäljellä tuumorisoluja ja auttamista valinnassa ehdokkaita vähemmän invasiivisia hoitotoimenpiteitä, koska korkean spesifisyyden s-p53-vasta-ainetta. Lisätutkimukset ehkä tunnistaa kuvioita useiden biomarkkereiden edelleen lisätä voimaa EY havaitsemista.

Citation: Zhang J, Xv Z, Wu X, Li K (2012) Mahdollinen Diagnostic arvo Serum p53 Vasta havaitsemiseksi ruokatorven syöpä: meta-analyysi. PLoS ONE 7 (12): e52896. doi: 10,1371 /journal.pone.0052896

Editor: Hamid Reza Baradaran, Teheranin yliopiston Medical Sciences, Iranin islamilaisen tasavallan

vastaanotettu: 19 syyskuu 2012; Hyväksytty: 22 marraskuu 2012; Julkaistu: 28 joulukuu 2012

Copyright: © 2012 Zhang et al. Tämä on avoin pääsy artikkeli jaettu ehdoilla Creative Commons Nimeä lisenssi, joka sallii rajoittamattoman käytön, jakelun ja lisääntymiselle millä tahansa välineellä edellyttäen, että alkuperäinen kirjoittaja ja lähde hyvitetään.

Rahoitus: Kirjoittajat ei ole tukea tai rahoitusta raportoida.

kilpailevat edut: kirjoittajat ovat ilmoittaneet, etteivät ole kilpailevia intressejä ole.

Johdanto

Ruokatorven syöpä, joka koostuu okasolusyöpä ja adenokarsinooma , on kahdeksas yleisin syöpä maailmassa, muodostaa 6,13% kaikista ruoansulatuskanavan syöpä, jossa 482300 uutta tapausta vuosittain, ja on kuudenneksi korkein kuolleisuus syöpään, jossa 406800 kuolemia rekisteröity vuonna 2008 maailmanlaajuisesti [1]. Lisäksi 17460 tapauksia ruokatorven syöpään odotetaan äskettäin diagnosoitu vuonna 2012, jossa 15070 arvioitu kuolemien osuus 86% kaikista arvioitu uutta tapausta [2]. Vuoden alkuvaiheessa ruokatorven syöpien, potilaat ovat oireettomia ja jäädä havaitsematta, kunnes ne ovat parantumattomia. Ennuste on tämä sairaus on epäsuotuisa huolimatta edistysaskeleita hoitoja. Kuitenkin, jos potilaat diagnosoidaan varhaisessa vaiheessa, yleistä selviytymistä voitaisiin parantaa huomattavasti, jossa on 5 vuoden pysyvyys on enintään 90% [3]. Vaikka nykyinen diagnostiset toimenpiteet (sairauden tutkimukset resektoitiin yksilöt) parantaa tarkkuutta diagnoosin, tällaiset menettelyt ovat usein invasiivisia, epämiellyttävä, hankala ja kallis. Näin ollen on olemassa suuri tarve tunnistamiseksi uusien ei-invasiivisia diagnostisia menetelmiä kasvaimen varhaiseen havaitsemiseen.

Mutaatiot kasvaimen p53 ovat useimmin havaittu geneettistä poikkeavuuksia ihmisen syövissä [4]. Proteiinituote p53-geenin on ydin- fosfoproteiini ilmentyy normaaleissa soluissa. Seerumissa terveillä p53-proteiinin läsnä ja anti-p53-vasta-aineet ovat erittäin harvinaisia ​​[5]. Mutaatiot tässä geenissä aiheuttavat kertyminen ei-funktionaalisia proteiineja, lisääntyneen vakauden ja pidempi puoliintumisaika useita tunteja verrattuna 20 min villityypin p53, joka voidaan havaita immunomäärityksellä [5]. Kertynyt proteiini sitten toimii antigeeni, minkä jälkeen vasta-aineiden kehittymistä (anti-p53-vasta-aineita), jotka ovat havaittavissa kudoksissa, sloughed soluja, verta, ja muita kehon fl UID [5]. Kehittämisen kanssa molekyylibiologian, lukuisia tutkimuksia mahdollisista diagnostista arvoa seerumin p53-vasta ruokatorven syöpä on julkaistu ja ovat raportoineet vaihtelevia tuloksia.

Jotta selvittämään, onko seerumin p53-vasta-ainetta voidaan käyttää serologisena markkeri diagnosoinnissa ruokatorven syöpä. Tässä tutkimuksessa, teimme systemaattinen tarkastelu ja meta-analyysi arvioida tarkkuutta seerumin p53-vasta ruokatorven syövän seulontaa.

Materiaalit ja menetelmät

Haku Strategia ja Study Selection

Haimme PubMed ja EMBASE löytääkseen sopivia tutkimuksia ennen 31 toukokuu 2012. Ei käynnistystä tiedonsiirtoraja sovellettiin. Hakutermi oli ”ruokatorven kasvain”, ”veri tai seerumi ’,’ seropositiivisia tai seerumin vasta”, p53 tai TP53 ”(katso taulukko S1), ilman kielirajoituksia. Artikkelit tunnistettiin myös käyttämällä siihen liittyviä artikkeleita toimivat PubMed ja viittaukset tunnistettujen esineiden etsittiin manuaalisesti.

Kaksi arvioijaa (J Zhang ja ZW Xv) itsenäisesti tarkastanut otsikko ja tiivistelmä kunkin lainaus yksilöidä tutkimukset, jotka olivat todennäköisesti ilmoittavat diagnostinen arvo seerumin p53 (t-p53) vasta-aineella ja sen jälkeen saatu koko teksti. Erimielisyydet tutkimus valinta ratkaistiin yksimielisesti. Teksti kokonaisuudessaan noudettiin artikkeleita, joita ei voida sulkea pois perustuttava otsikko ja abstrakteja määrittää osallisuutta. Sisällyttämiskriteerit ensisijaisen tutkimukset olivat seuraavat: (i) osallistujat: Kaikissa tapauksissa on täytynyt diagnosoitu kultakantaan (sairauden tutkimukset koepala yksilöt), seerumin on kerätty anti-p53-analyysi ennen mitään hoitoa, esim. kemoterapiaa tai sädehoitoa, ja tarkastukset ovat ilman muita syöpiä, (ii) indeksi testi: tutkimukset arvioitiin diagnostinen arvo s-p53-vasta ruokatorven syöpä, (iii) tulos: raportoiduissa tutkimuksissa myönteisiä arvoja tapauksissa ja valvontaa, ja tulokset yksittäisen tutkimuksen diagnostinen tarkkuus voidaan tiivistää 2 × 2 taulukon (iv) tutkimus suunnittelu: Ei rajoituksia tehtiin suhteen tukeva rakenne (poikkipinta, tapauksessa ohjaus, corhort tutkimus) tai tietojen kerääminen (mahdolliselle tai retrospektiivinen) .

arvio Methodological Quality

Kaksi riippuvainen arvioijat (J Zhang ja ZW Xv) käytettiin 11 kohdetta julkaistujen QUADAS (laadun arviointi tutkimuksiin diagnostista tarkkuutta) ohjeet välineenä arvioida mukana tutkimuksia, ja erimielisyydet ratkaistiin yksimielisesti. 11 kohdetta oli suositellut Cochrane Menetelmät ryhmän seulontaa ja diagnostisia testejä [6]. Erät sai ”1” pisteet, jos kohde pistemäärä oli ”kyllä”, ja yhteenlaskettu tulokset olivat 11. sisältyvät erät katettu potilaan spektri, standardiliuoksena taudin etenemistä bias, todentaminen bias, tarkistaa bias, kliininen tarkastelu bias, sisällyttäminen bias, testi toteutus, tutkimus nostot ja epämääräinen tuloksia. QUADAS työkalu esitetään yhdessä ohjeiden taposta kullekin sisältyvät erät työkalu.

Data Extraction ja hallinta

Lopulliset voivat artikkelia arvioida erikseen kaksi arvioijat (J Zhang ja ZW Xv), ja erimielisyydet ratkaistiin yksimielisesti. Seuraavat ominaisuudet tutkimukset poimittiin: (i) perustiedot: järjestelmällinen katsaus päivämäärä, kapellimestari, tutkimus tunnus ja tutkimusten yksityiskohdat (ensimmäinen kirjoittaja, julkaisuvuosi, maan julkaisu), (ii) tutkimus kelpoisuus: perustuu mukaanotto /kriteereitä arvioi uudelleen ja tallentaa syy ulkopuolelle tutkimuksissa (iii) menetelmät tutkimuksen ominaisuudet: osallistujien osallisuus /poissulkemisperusteet, etnisyys, sairauden vaihe, histologia vaiheessa diagnostisia ohjeita, Säätötyyppiä, (iv) indeksi testien louhinta aika ja säilytyslämpötila näytteen, määritysmenetelmä, cut-off-arvo, sokea, yksityiskohtaisen raportin määritysmenetelmä, (v) tulos: positiivinen arvo tapauksista ja valvonta sekä muut vertailutiedot (esim keski-ikä, sukupuolen suhteen, tupakointi, alkoholin) tapausten ja kontrollien välillä. Jos tietoja mistä tahansa edellä mainituista ryhmistä ei raportoitu ensisijaiseen artikkelissa, erät käsitellään ”ei ilmoiteta.” Emme yhteyttä kirjailija lisätietoja.

TILASTOANALYYSI

käytetyt standardimenetelmiä suositellaan meta-analyysi diagnostista testiä arviointien [7]. Tilastollinen analyysi perustui seuraavien vaiheiden [7]: 1-tulosten esittämistä yksittäisten tutkimusten. Raportointi päätulokset kaikki mukana tutkimuksissa on olennainen osa jokaisen tarkastelun. Jokainen tutkimus esitellään taustatietoja (ilmestymisvuosi, maa, valinta potilaiden ja menetelmien ominaisuudet). 2-etsivät läsnäolo heterogeenisyys. Useimmat diagnostiset arviot osoittavat huomattavaa heterogeenisyyttä tuloksissa mukana tutkimuksissa. Kun eri tutkimukset ovat paljolti erilaisia ​​tuloksia, tämä voi johtua joko satunnaisvirhe tai heterogeenisyys erojen vuoksi kliinisiä tai menetelmiin ominaisuuksia tutkimuksia. Chi-neliö testi voidaan tilastollisesti testata läsnäolo heterogeenisyys tutkimuksen tuloksia. 3-testaus läsnäolo raja-arvon mukaan vaikutuksia. Arviot diagnostinen tarkkuus eroavat jos ei kaikissa tutkimuksissa käytä samaa cut-off-piste positiivisen testituloksen tai vertailuvakiona. Vaihtelu parametrien tarkkuus voi johtua osittain vaihtelun Ryntäysnopeus. Voimme testata läsnäolon rajakohta vaikutus tutkimusten välillä laskemalla Spearmanin korrelaatiokerroin herkkyys ja kaikkien mukana tutkimuksissa. 4-tekemisissä heterogeenisuus. Alaryhmäanalyysissä ja meta regressio voitaisiin tehdä havaita heterogeenisyys välillä tutkimuksissa. 5-tilastollinen yhdistäminen: positiivinen todennäköisyys suhde (PLR), negatiivinen todennäköisyys suhde (NLR) ja niiden 95%: n luottamusväli (CI) laskettiin käyttäen kiinteiden vaikutusten malli mukaan Mantel-Haensed menetelmä ja sattumanvaraiset vaikutukset mallia, joka perustuu työhön der Simonian ja Laird [8], tässä järjestyksessä. Uskottavuussuhde sisältää sekä herkkyys ja spesifisyys testi, ja on suora arvio siitä, kuinka paljon testituloksen muuttuvat kertoimet olevan jokin tauti [9]. Lainausoikeus kertoo, kuinka paljon kertoimet taudin lisääntyvät, kun testi on positiivinen [9], ja NLR kertoo, kuinka paljon kertoimet taudin väheneminen, kun testi on negatiivinen. Todennäköisyys suhteet 10 tai 0,1 tuottavat suuria ja usein ratkaiseva siirtyy pretest kohteeseen posttest todennäköisyys (joka osoittaa korkea tarkkuus) [9]. Mukaan Rehellinen H, Khan KS [10], herkkyys ja tarkkuus ei pidetä sopivana meta-analyysejä, koska ne eivät käyttäydy itsenäisesti, kun ne yhdistetään eri alkuperäistutkimusten erilliseen averages.The tarkkuusmittaus käytettiin diagnostisia riskisuhde (DOR) laskema Moses jatkuva lineaarisen menetelmän, joka kertoo muutoksen diagnostisissa testissä tutkittavan yksikköä kohti kasvu covariant [11]. DOR on yksi indikaattori testin tarkkuus, joka yhdistää tiedot herkkyys ja tarkkuus yhdeksi useita [12]. Arvo DOR vaihtelee 0 äärettömään, korkeammat arvot osoittavat paremman erotusdiagnostiikan suorituskyky (suurempi tarkkuus) [12]. DOR 1,0 ilmaisee, että testi ei erottele potilailla, joilla häiriö ja ilman sitä [12]. Yhteenveto vastaanotin toimii ominaiskäyrät käytettiin tiivistää yleistä kokeen suorituskykyä, ja alue alla SROC (AUC) laskettiin. SROC käyrä on suositeltu edustamaan suorituskykyä diagnostista testiä, joka perustuu tietoihin meta-analyysi, ja alue alla SROC (AUC) ei ole hyötyä vain yhteenveto käyrä, mutta myös varsin realistinen suhteessa heterogeenisuus [13 ], [14]. Tekniikan tutkimus [15] osoitti, että osoittaa erinomaista tarkkuutta, AUC pitäisi olla alueella 0,97 tai suurempi. AUC +0,93-0,96 on erittäin hyvä; 0,75-0,92 on hyvä. AUC alle 0,75 voi silti olla järkevää, mutta testi on ilmeisiä puutteita sen diagnostinen tarkkuus. Mahdollinen ongelma liittyy herkkyyteen ja erityispiirteisiin 100% ratkaistaan ​​lisäämällä 0,5 kaikkiin soluihin diagnostisten 2 × 2 taulukossa [7].

Käytimme chi-squared toteamiseksi tilastollisesti merkitsevä heterogeenisyys. Tutkimusten välisten heterogeenisuus arvioitiin käyttäen I

2, seuraavan kaavan mukaisesti: I

2 = 100% x (Cochran Q -degrees vapauden) /Cochran Q [16]. Havaitsemaan katkaisun kynnysvaikutukset, suhde herkkyys ja spesifisyys arvioitiin käyttäen Spearman korrelaatiokertoimen r. Mahdollisia lähteitä heterogeenisyys tutkittiin meta regressio, jossa käytettiin yleistys Littenberg ja Moses lineaarinen malli painotettuna käänteistä varianssi [11]. Lisäksi teimme Alaryhmäanalyysissa. Jotta voitaisiin arvioida tilastollisen tuloksen pätevyyttä, havaitsimme yhdistetyistä tuloksista herkkyysanalyysillä. Julkaisemisen jälkeen bias on riski meta-analyysi diagnostiset tutkimukset, testasimme varten mahdollisesti esiintyy tämän bias käyttäen suppilon tonttien [17]. Julkaisu bias arvioidaan visuaalisesti käyttämällä hajontakuvio käänteistä neliöjuuren otoskoko (1 /ESS1 /2) verrattuna vianmäärityslokista kerroinsuhde (lnDOR), jonka pitäisi olla symmetrinen suppilon muoto, kun julkaisu puolueellisuus on poissa [18]. Muodollinen testaus julkaistavaksi bias voidaan suorittaa regression lnDOR vastaan ​​1 /ESS1 /2, painotus ESS [18], jossa P 0,05 kaltevuuden kerroin osoittaa huomattavia epäsymmetria. Kaikki analyysit tehtiin käyttäen Meta levy tilasto-ohjelmalla (versio 1.4; Ramon y Cajal Hospital, Madrid, Espanja) [19] ja stata SE12.0 ohjelmistot (Stata Corporation).

Tulokset

Tulokset etsinnän ja ominaispiirteet Studies

Abstracts ja otsikot 103 ensisijainen tutkimuksia tunnistettu alustavan arvioinnin avulla hakustrategioita kuvatulla kuvassa. 1. Luettuaan otsikot ja abstraktit, 25 etuyhteydettömältä artikkelia jätettiin, jolloin 78 koko tekstejä roolista s-p53-vasta diagnosoinnissa EY on saatu, joka valittiin osallisuutta ja syrjäytymistä. Näistä julkaisuista, 16 artikkeleita, kuten tarkastelu ja tapausselostus, suljettiin pois, koska ne antoivat riittävästi tietoa. Ylimääräinen 23 jätettiin, koska ei ollut valvontaa, ja 22 tutkimukset suljettiin pois, koska ne keskittyvät p53-geenin ja p53-proteiinin eikä havainnut s-p53-vasta-ainetta. Näin ollen vain 17 julkaisuja pidettiin hyväksytä analyysissä kuitenkin kaksi tutkimusta [20], [21] kontrolleihin myöhemmin pois, koska ne eivät salli laskemista herkkyys tai spesifisyys. Lopuksi, loput 15 [5], [22] – [35] perustuvia artikkeleita tapauksissa EY ja valvonnan ilman EY oli saatavilla meta-analyysi ja diagnostiset ominaisuudet näiden tutkimusten ohella QUADAS tulokset, esitetään taulukossa 1 ja Taulukko 2. Näitä tutkimuksia seurasi useita eri ominaisuuksia. Tutkimuksissa oli mukana tehtiin eri maissa, viisi [24], [25], [31] – [33] 15 tutkimukset tehtiin Japanissa, viisi [5], [22], [27], [28], [35] Kiinassa, kaksi [30], [34] Intiassa, yhdessä [29] Saksassa, yhdessä [26] Puolassa ja yksi [23] tutkimuksen ollessa Amerikasta. Julkaisussa vuotta vaihteli 1998 2010. viisi tutkimusta [22], [26], [29], [31], [33] valitsemaan peräkkäistä potilasta, yksi [5] valita sattumanvaraisesti potilasta, ja yhdeksän eivät ilmoittaneet liittyviä tietoja. Kaikki 15 tutkimukset olivat retrospektiivinen, seitsemän [22], [24] – [26], [30], [31], [35], kunhan TNM ja 6 [22], [25], [26], [30], [33], [35], kunhan histologia vaiheessa. Kolmetoista tutkimuksiin osallistui terveyden vapaaehtoisia kontrollina, ja loput kaksi tutkimusta [23], [33] sisältyy terveys- vapaaehtoisilla ja potilailla, joilla on hyvänlaatuinen sairaus verrokkeina.

Methodological laatu mukana Studies

laadun arviointi perustuu QUADAS ohjeiden tehtiin kaikissa 15 tutkimuksissa mukana systemaattinen tarkastelu. Niistä 15 oikeutettu tutkimuksissa kahdeksan [22], [23], [25], [28], [30], [31], [33], [35] oli QUADAS score≥8, neljä [24], [ ,,,0],26], [27], [29] oli QUADAS pisteet = 7 ja kolme [5], [32], [34] oli QUADAS pisteet = 6. Kaikkiaan mukana tutkimuksissa (katso kuva S1), yli 50% oli korkea laatu on hyväksyttävä referenssistandardia ja noin 40%: lla oli korkea laatu on hyväksyttävä viive testejä. Ja noin 60% ja 80%: lla oli korkea laatu kohteita perustamisasiakirjoissa välttää ja uninterpretable tuloksia raportoitu, vastaavasti. Lisäksi viisi kohdetta (osatarkastusmerkki välttää, ero todentaminen välttää, referenssistandardin tuloksia sokaisi, kliiniset tiedot, nostot selitti) oli 100% laadukasta. Kuitenkin yli 75% julkaisuista oli heikkolaatuinen edustavilla taajuuksia. Ja kaikki 15 tukikelpoisten tutkimukset osoittivat alkion indeksin testitulosten sokaissut epäselvä.

Threshold Effect

laskenta Spearman korjauskerroin välillä logit herkkyys ja logit 1-spesifisyyden s-p53-vasta-aine oli 0,125 (P = 0,667), mikä osoittaa ei kynnysvaikutus [36], ja positiivinen korrelaatio ei ollut tilastollista merkitystä.

Diagnostic Tarkkuus

kaikissa tutkimuksissa pooliin DOR oli 9,75 (95% CI: 6,47-14,71), heterogeenisyys khiin neliö = 16,22 (p = 0,300) ja I

2 = 13,70%. Siellä ei näytä olevan mitään merkittäviä laadullisia näyttöä heterogeenisyys välillä tutkimusten arvioituna tarkastus metsän kuvaaja (kuvio. 2). DOR arvo arvioitu 10 osoitti, että s-p53-vasta-ainetta voi olla käyttökelpoinen biomarkkeri EY potilaiden diagnoosia. Kuvio 3 esitteli symmetrinen SROC s-p53-vasta-ainetta, ja AUC-arvo 0,74. Tutkimuksessamme AUC s-p53-vasta oli 0,74, lähes 0,75. Täten s-p53-vasta-ainetta oli kohtuullisella tarkkuudella suhteen erotusdiagnosoinnissa tapauksissa EY.

kohta arvioita diagnostisen ristitulosuhteen kustakin tutkimuksen näkyvät mustat ympyrät. Virhe palkit ovat 95%: n luottamusväli.

Jokainen kiinteä ympyrä edustaa kunkin tutkimuksen meta-analyysi. Koko kunkin on osoitettu koko kiinteän ympyrän. Painotetut (yhtenäinen viiva) ja painottamaton (katkoviiva) regressio yhteenveto vastaanotin toimii ominaiskäyrät yhteenveto yleistä diagnostista tarkkuutta.

Valikoima herkkyys ja spesifisyys olivat 15% -60% ja 91% – 100%: lla (katso kuva S2). Esillä olevassa tutkimuksessa, joka on yhdistetty lainausoikeus on 6,98 (95% CI: 5,18-9,34) esittää, että potilailla, joilla EY on lähes 7 kertaa suurempi mahdollisuus tulla s-p53-vasta-positiiviset verrattuna potilaisiin ilman EY (katso kuva S3). Lisäksi ei ollut heterogeenisyys välillä PLRs, heterogeenisyys khiin neliö = 15,27 (p = 0,360) ja I

2 = 8,30%. Mitä NLR, löysimme merkittävä heterogeenisyys kaikkien hyväksyttävistä tutkimusten heterogeenisuus khiin neliö = 72.93 (p = 0,000) ja I

2 = 80,80%. Yhdistetty negatiivinen todennäköisyys suhde oli 0,74 (95% CI: 0,68-0,81) (katso kuva S3).

Mahdolliset lähteet heterogeenisuus

Meta-regressio ja alaryhmä analyysit käytettiin tutkia yleistä heterogeenisyys ja mahdolliset lähteet heterogeenisyys, joka voi sisältää vaihtelua menetelmässä tutkimusten laatu (QUADAS), määritysmenetelmä, edustus osallistujien (vaihe I%), negatiivinen kontrolli, näyte kokoelma aikaa keskenään tutkimus. Meta-regressio osoitti, että edellä muuttujat eivät olleet lähteitä heterogeenisyys s-p53-vasta-ainetta (tuloksia ei ole esitetty). Alaryhmä analyysitulokset oli osoittavat taulukossa 3, ja pääasiallinen lähde voi olla peräisin määritysmenetelmä, prosenttiosuus vaiheen I, negatiivinen kontrolli, näyte kokoelma aikaa.

Herkkyysanalyysi ja julkaiseminen Bias

Herkkyysanalyysi tehtiin ottaen huomioon tilastollinen analyysi menetelmien, otoskoko, ja tutkimuksen suunnittelu. Käytimme satunnainen vaikutus mallin analyysin tiedot uudelleen korvata kiinteän vaikutuksen mallia, mutta tulokset tuottanut mitään ilmeistä muutoksia. Kun me ulkopuolelle tutkimuksissa ilman Hyväksytty tapauksissa ja ohjaus otoskoko, tulokset olivat samanlaisia ​​kuin alkuperäiset tulokset. Lisäksi olemme sulki pois tutkimuksista, jotka tutkitaan eri syöpiä, jotka sisältyvät EY eikä antaa yksityiskohtaisia ​​tietoja osallistujien, mutta tämä ei muuttanut tuloksia. Vaikka meta-analyysi itse on jonkin verran vaikutusta, tulokset osoittivat ole julkaistu bias Tässä meta-analyysissä (p = 0,305). Suppilo tontteja (Fig. 4) julkaistavaksi bias osoitti myös symmetria.

suppilo kaaviossa esitetään DOR (diagnostiset riskisuhde) vasten 1 /juuri (otoskoko). Pisteviiva on regressiolinjalle. Tulos Testin julkaistavaksi bias ei ollut merkitsevä (p = 0,305).

Keskustelu

meta-analyysin avulla joitakin johtopäätöksiä käytettävissä olevan näytön: (1) potilaat, joilla EY on suurempi mahdollisuus olla s-p53-vasta-positiiviset verrattuna potilaisiin ilman EY; (2) suhde kertoimella positiivisen testituloksen kesken EY oli noin 10-kansioita kertoimella positiivisen testituloksen keskuudessa ei-EY. Lyhyesti, s-p53-vasta-aine voisi olla hyötyä havaitsemiseksi ja diagnosoimiseksi EY, kun taas se on epätäydellinen.

Kuten me kaikki tiedämme, s-p53-vasta-ainetta ei ole erityisiä EY. Positiiviset korrelaatiot välillä on raportoitu p53 immunoreaktiivisuus ja läsnäolo S-p53 Abs potilailla, joilla on ruokatorven syöpä [37], mahasyöpä [38], kolorektaalisyövän [39], ja munasarjakarsinooma [40]. Vahva korrelaatio on raportoitu välillä p53-mutaation ja läsnäolo S-p53 Abs [37], [41]. Oikeastaan ​​on paljon tutkimuksia, jotka ovat raportoineet läsnäoloa anti-p53-vasta-aineita on osoitus diagnoosi tai huonon ennusteen virtsarakon [42], [43], maksasyövän [44] – [49], pään ja kaulan alueen syöpä [50] – [53], haiman [54] – [57]. Positiivinen hinnat S-p53 Abs oli yhteensopiva määrien p53-mutaation ne pahanlaatuisia kasvaimia [58]. Tutkimukset molekyylibiologian pahanlaatuisia kasvaimia ovat korostaneet useita esisyöpägeenien ja tuumorisuppressorigeeneille ihmisen syöpäsairauksia. Siten etsiä biomarkkerit joka voi diagnosoida erilaisia ​​maligniteetteja on tärkeää paremman hallinnan potilaista.

varhainen havaitseminen EY on edelleen yleinen ongelma kliinisessä työssä. Tietääksemme ei ole diagnostisia biomarkkereiden EY. Yleensä histologinen tutkimus käytetään diagnosoida EY. Yhä useammat tutkimukset ovat keskittyneet havaitsemiseen s-p53-vasta EY arvioi diagnostisen ja kliinisen käyttökelpoisuuden anti-p53-vasta vastauksen serologinen markkeri. Useissa tutkimuksissa on raportoitu, että seerumin p53-vasta-aineita (s-p53 Abs) havaitaan eri väestöissä, jotka ovat suuressa riskissä sairastua pahanlaatuiseen tautiin [59] – [61]. S-p53 Abs voidaan seurata vastetta potilailla, joilla on pahanlaatuisia kasvaimia, hoidon aikana [62]. Koska ELISA-määritys on nopea ja kätevä määritys havaitsemiseksi p53 geneettisiä muutoksia, s-p53 Abs voi olla hyödyllinen merkki tavanomaisesta seulonnan EY potilasryhmissä. Tämä on ensimmäinen meta-analyysi noin s-p53-vasta-ainetta ja ruokatorven syövän seulontaa. Esillä olevassa tutkimuksessa 15 tutkimukset, joissa myös 1079 seeruminäytteistä EY potilaista ja 2260 seeruminäytteistä kontrolleihin ilman EY olivat oikeutettuja mukaan meidän kriteerit. Vaikka kaikki 15 voivat tutkimuksia, joilla pyritään varmistamaan diagnostinen tarkkuus s-p53-vasta-ainetta, nämä tutkimukset voidaan vain katsoa olevan alkuvaiheessa diagnostiset. Kaikissa 15 tutkimuksissa EY potilaat diagnosoidaan histologia pidettiin positiivisina. Kuitenkin negatiivisten kontrollien ilman EY, jotka olivat terveitä tai oli hyvänlaatuinen sairaus ei diagnosoitu histologia. Lisäksi 15 tutkimukset eivät raportoineet onko tutkijat saivat sokaisi. Siksi tällaiset ei-tiukka rakenteella voitaisiin liioitella diagnostista tarkkuutta ja johtaa bias takia epäedullinen edustus osallistujia. Samanaikaisesti QUADAS, suosittelema Cochrane, jota voidaan käyttää järjestelmälliseen arvostelut diagnostinen tarkkuus tutkimuksissa käytettiin arvioimaan menetelmien laatua mukana tutkimuksissa. Meidän meta-analyysi osoitti, että metodologinen laatu raportteja diagnostista tutkimusta s-p53-vasta-aine on kohtalainen, sillä ilmaistaan ​​QUADAS työkalu. Systemaattinen arvioijat kehotetaan käyttämään kattavia hakuja yrittää paikallistaa kaikki asiaankuuluvat tutkimukset [63] – [65]. Tutkimuksessamme emme löytäneet julkaisu bias (p = 0,305).

meta-analyysissä, yhdistettiin indikaattoreita käytetään yleensä homogeenisuus tutkimuksessa. Esillä olevassa tutkimuksessa, oli kuitenkin merkittäviä heterogeenisyys välillä NLRs, joten se ei sovellu koota NLR (I

2 = 80,8%). Siksi DOR ja AUC laskettiin arvioida mahdollisten diagnostiset arvot s-p53-vasta-ainetta. DOR on vaikea kliinisesti tulkita, mutta hyödyllinen tilastolliseen näkökulmasta arvioitaessa yleisen testin tarkkuus meta-analyysissä [66] – [68]. On erittäin tärkeää huomata, että piste arviot Lainausoikeus DOR on arvioitava huolellisesti ja heterogeenisyys välillä NLRs tulisi etsiä ja selittää. Koska eri raja-arvoja käytettiin joukossa 15 sisältyi tutkimuksia, käytimme Spearmanin korrelaatiokertoimen analysoimiseksi kynnysvaikutus. Tuloksena ei ollut tilastollista merkitystä (p = 0,66 0,05), mikä osoittaa, että raja-arvon vaikutus ei ollut lähde heterogeenisyys. Kuitenkin validointi määritys s-p53-vasta-ainetta käytettiin kussakin tutkimuksessa oli erilainen; Joissakin käytetty ELISA, toiset käyttää immunoblottaus tai molempia, lisäämällä ylimääräisiä heterogeenisyys. Kirjo potilaista ei viittaa ainoastaan ​​vakavuus taustalla Tavoiteolosuhteena, mutta myös väestörakenteen ominaisuuksia ja läsnäolo erotusdiagnoosin ja /tai co-sairastuvuuteen. Siksi on tärkeää, että diagnostinen testi arviointeihin sisällyttävä asianmukainen kirjo potilaiden testin tutkittavana ja että selkeä kuvaus annetaan väestöstä todella tutkimukseen sisältyvät [36]. Ero prosenttiosuus vaiheen I potilaiden välillä tutkimusten aikaan taajuuksien bias ja heterogeenisuus. Tutkimukset myös terveisiin kontrolleihin näyttäisikin suurempi spesifisyys kuin rekrytoida epäillyiltä potilailta tautia peräkkäin ja takautuvasti edustavalla kliinisessä ympäristössä. Siksi erillinen tyyppi negatiivinen kontrolli voi olla tärkeimpiä lähteitä heterogeenisyys. Näytekokoelmatodistuksen aika vaihteli suuresti tutkimuksissa. Neljässä tutkimuksessa [24], [30], [33], [35] kerättiin seerumi ennen hoitoa, seitsemän tutkimusta [5], [23], [25], [29], [31], [32], [34 ] ei ilmoittanut, kaksi tutkimusta [22], [28] kerättiin seerumi ennen kemoterapiaa ja kaksi tutkimusta [26], [27] kerättiin seerumi ennen diagnoosia, vastaavasti. Tasauspyörästö Doorin välillä näytekokoelmatodistuksesta aikaa alaryhmään osoitti, että eri keruu aikoina myös johtanut merkittäviin heterogeenisuus.

Vaikka yritimme välttää puolueellisuutta kartoittaa tutkimuksia, seulonta, jossa arvioidaan, tiedon louhinta, tietojen analyysit, jne; Tässä tutkimuksessa on useita rajoituksia: Ensinnäkin, emme laskea diagnostinen tarkkuus varhaisessa vaiheessa (vaihe I-II), että riittävä raakadataa ei toimitettu. Vaikka pyrimme määrittämään seulonta voima s-p53-vasta varhaiseen diagnosointiin, EY potilaat riippumatta taudin vaiheessa käytettiin arvioimaan diagnostinen teho takia rajoittamisesta tietojen. Oli myös ei ole käytettävissä ensisijaisen datan tutkimiseksi kohonnut tai vähentynyt s-p53-vasta-arvojen funktiona tuumorin tyyppi, histologia, iän tai astetta. Toiseksi, kaikki 15 mukana tutkimuksissa käytettiin terveiden verrokkien ja vain kaksi tutkimusta (2/15) lisättiin hyvänlaatuinen tauti, joka voimakkaasti liioiteltu diagnostista tarkkuutta. Oikeastaan ​​kaikki 15 sisältyi tutkimuksia puuttui asianmukainen sopivuus iän, varastointiolosuhteet, ja sijainti saada ja käsittelyn näytteiden välillä tapaus ja valvontaa. On merkittävää diagnostisiin luoda asianmukaiset matching kontrolliryhmään. Muutoin tarkkuus diagnostisen testin voitaisiin yliarvioida. Kuten me kaikki tiedämme, meta-analyysi riippuu ensisijaisesti tutkimuksiin. Base nykyisen tutkimuksen tila, ainoa mitä voimme tehdä, on muistuttaa tulevaisuuden suunta tutkimukseen. Vaikka ei-rajoittavat muotoilu voisi yliarvioida syrjintä voima s-p53-vasta-aineen EY, meta-analyysi, joka perusta kattavaa, suuri näyte määrällinen arviointi voi tarjota enemmän vakuuttavaa näyttöä. Itse näyttö on vakuuttava, että s-p53-vasta spesifisyyttä olivat korkeampia kuin 0,9 kaikissa 15 sisältyi tutkimuksia, jotka vaihtelevat 0,91-1,00. Kolmanneksi, vaikka emme noudata merkittäviä julkaisu bias välillä tutkimuksissa, on epävarmaa, ovatko jotkin tiedot jäivät takia julkaisemattomia tutkimuksia. Puuttuvat tiedot voivat raportoida pienempi diagnostisia s-p53-vasta-ainetta.

Tutkimuksemme edustaa uutta suuntausta diagnoosi syöpä: kätevä, noninvasive, alhaiset kustannukset biomarkkerit tulee olemaan merkittävä rooli seulonta syövän. Jatkotutkimuksissa tulisi keskittyä seuraaviin tehtäviin: (i) parantaa herkkyyttä ja spesifisyyttä havaitsemismenetelmä, (ii) käyttää veri, seerumi tai muu kätevä näytteitä, (iii) yhtenäistää tunnistusmenetelmä ja katkaisun, ja (iv) suorittaa normatiivinen diagnostisia testejä tai kerätä näytteitä asioissa koepaloja tai ainakin ennen hoitoa parantaa herkkyyttä. Nämä tehtävät vähentävät heterogeenisuus tutkimukset, joiden avulla voimme tehdä tarkka meta-analyysi löytää diagnostinen arvo s-p53-vasta-ainetta. Lisäksi lisää tutkimuksia tarvitaan kipeästi tutkia yhdistyksen välillä s-p53-vasta-ainetta ja vaihe ja ennusteen EY.