Krooninen sairaus

tiivistelmä

Background

Mutant p53-proteiinin yli-ilmentyminen on raportoitu aiheuttavan seerumin vasta-aineita p53. Olemme arvioineet diagnostinen tarkkuus seerumin p53 (t-p53) vasta diagnosointiin syöpäpotilaiden ja verrattiin positiiviseen hinnat s-p53-vasta-aineen eri syöpien.

Methods

järjestelmällisesti etsinyt PubMed ja EMBASE, toukokuun 31, 2012. tutkimukset arvioitiin laadun käyttämällä QUADAS (laadun arviointi tutkimusten diagnostista tarkkuutta). Positiivinen todennäköisyys suhde (PLR) ja negatiivinen todennäköisyys suhde (NLR) yhdistettiin erikseen ja verrattuna kokonaistarkkuus toimenpiteitä käyttäen diagnostisia kertoimet suhdeluvut (dors) ja AUC-arvo (AUC). Meta regressio ja alaryhmäanalyyseissa tehtiin, ja heterogeenisyys ja julkaisu bias arvioitiin.

Tulokset

1089 tutkimusten alussa määriteltyihin, 100 voivat tutkimukset 23 erilaista kasvain täytti sisällyttämisen kriteerit meta-analyysi (tapaukset = 15953, valvonta = 8694). Voisimme kuitenkin itsenäiseen meta-analyysi vain 13 36 tyyppisiä kasvaimia. Noin 56% (56/100) mukana olevista tutkimuksista oli laadukas (QUADAS score≥8). Yhteenvedossa arviot kvantitatiivisen analyysin seerumin p53-vasta diagnosoinnissa syöpien olivat: PLR 5,75 (95% CI: 4,60-7,19), NLR 0,81 (95% CI: ,79-0,83) ja DOR 7,56 (95% CI: 6.02- 9.50). Kuitenkin 13 syöpätyypit, joihin meta-analyysi tehtiin, vaihteluvälit PLR (2,33-11,05), NLR (,74-0,97), DOR (2,86-13,80), AUC (0,29-0,81), ja positiivisten määrä (4,47% -28,36%) osoitti merkittävää heterogeenisyyttä. Huomasimme, että rinta, peräsuolen, ruokatorven, mahalaukun, maksan, lymfooma, keuhko- ja munasarjasyöpään oli suhteellisen kohtuullisella diagnostinen tarkkuus. Loput tulokset viisi eri syöpiä ehdotti, että s-p53-vasta-ainetta oli rajallinen.

Johtopäätökset

Nykyinen näyttö viittaa siihen, että s-p53-vasta-ainetta on potentiaalia diagnostista arvoa syövän, erityisesti rinta-, paksusuolen ja peräsuolen, ruokatorven, mahalaukun, maksan, lymfooma, keuhko- ja munasarjasyöpään. Tulokset osoittivat, että s-p53-vasta-ainetta oli vahvasti yhteydessä syöpiin.

Citation: Zhang J, Xu Z, Yu L, Chen M, Li K (2014) arviointi Mahdolliset Diagnostic arvo seerumin p53-vasta-aineen syöpä: meta-analyysi. PLoS ONE 9 (6): e99255. doi: 10,1371 /journal.pone.0099255

Editor: Balraj Mittal, Sanjay Gandhi Medical Institute, Intia

vastaanotettu: 25 kesäkuu 2013; Hyväksytty: 13 toukokuu 2014; Julkaistu: 09 kesäkuu 2014

Copyright: © 2014 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 rahoitusta tai tukea raportti.

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

Johdanto

Syöpä on toiseksi yleisin kuolinsyy seuraavista sydämen sairaus, osuus 23% kaikista kuolemista [1]. Vuodesta 2007 vuoteen 2008 Ikävakioitu syövän kuolleisuus väheni 1,5%, mistä 178,4 (per 100000) ja 175,8 [1] laskusta huolimatta syöpä kuolleisuus korkea-resurssi maissa, kuten Yhdysvalloissa, määrä syöpä tapausten ja kuolemantapausten ennustetaan yli kaksinkertainen maailmanlaajuisesti seuraavien 20-40 vuoden aikana [2]. Vuoteen 2030 mennessä sen ennustetaan, että tulee olemaan 26 miljoonaa uutta syöpätapausta ja 17 miljoonaa syöpään kuolemaa vuosittain. Ennustettu kasvu ohjaavat pitkälti kasvun ja väestön ikääntyminen, ja matalan keskipitkän resurssi maita eniten vaikuttaa [2]. Lisäksi alkuvaiheessa syöpä ovat yleensä oireettomia, ja ennusteen tämän taudin on epäsuotuisa huolimatta edistysaskeleita hoitoja. Syöpä on pitkään tunnustettu monivaiheinen prosessi, johon ei vain geneettisiä muutoksia annetaan kasvua etu, mutta myös tekijöitä, jotka haittaavat sääntely kasvua ja erilaistumista [3]. On mahdollista, että jotkut näistä tekijöistä voidaan tunnistaa tuella autovasta-aineiden aikana syntyvät tuumorigeneesin. Mutaatiot kasvaimen p53 ovat useimmin havaittu geneettistä poikkeavuuksia ihmisen syövissä [4]. Proteiinituote p53-geenin on ydin- fosfoproteiini ilmentyy normaaleissa soluissa. Seerumissa terveillä koehenkilöillä, kun läsnä on p53-proteiinin 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 puoliintumisaika villityypin p53 [5]. Kertynyt proteiini toimii sitten antigeeni, minkä jälkeen vasta-aineiden kehittymistä (anti-p53-vasta-aineita), jotka ovat havaittavissa kudoksissa, sloughed soluja, verta, ja muiden kehon nesteiden [5]. Kehittämisen kanssa molekyylibiologian, erittäin spesifinen autovasta vaste systeemisessä autoimmuunisairauksien yleensä ennustaa biologinen fenotyyppi taudin, joten autovasta kliinisesti arvokas ja diagnostisesti hyödyllisiä [6]. 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 kasvainten havaitsemiseksi. Monet tutkimukset mahdollisesta diagnostista arvoa seerumin p53-vasta-aineen erilaisia ​​syöpiä on julkaistu ja ovat raportoineet vaihtelevia tuloksia. Tavoitteena oli saada paras arvioita diagnostista tarkkuutta seerumin p53 (t-p53) vasta-aineen havaitsemista syöpien, ja tehdä vertailuja siitä diagnostinen arvo s-p53-vasta-aineen eri syöpien suorittamalla järjestelmällinen katsaus ja meta-analyysi.

Materiaalit ja menetelmät

haku strategia ja tutkimus valinta

Teimme systemaattinen tarkastelu alkuperäisen artikkeleita, jotka analysoitiin diagnostinen rooli s-p53-vasta-potilailla syöpä, ilman kielirajoituksia. Havaitsimme 1090 artikkeleita etsimään PubMed ja EMBASE tietokantoja hakusanat ”kasvain”, ”veri tai seerumi ’,’ seropositiivisia tai seerumin vasta”, ”p53 tai TP53”. Ei käynnistystä tiedonsiirtoraja sovellettiin. Tiedot hakustrategiaa on esitetty taulukossa S2 tiedostoon S1. Artikkelit tunnistettiin myös käyttämällä siihen liittyviä artikkeleita toimivat PubMed, ja viittaukset tunnistettu esineiden etsittiin manuaalisesti.

Kaksi arvioijaa (J Zhang ja ZW Xu) itsenäisesti tarkastanut otsikko ja tiivistelmä kunkin lainaus tunnistamiseksi nämä tutkimukset, jotka olivat todennäköisesti ilmoittavat diagnostinen arvo seerumin p53 (t-p53) vasta-aine, 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 tulee olla diagnostisoitu patologisen tutkimista koepala yksilöiden, seerumin oltava 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 syöpäpotilailla, (iii) tulos: raportoiduissa tutkimuksissa myönteisiä arvoja tapauksissa ja valvontaa, ja tulokset yksittäisen tutkimuksen diagnostinen tarkkuus voitaisiin tiivistää 2 × 2 taulukon (iv) tutkimus suunnittelu: Ei rajoituksia tehtiin suhteen tukeva rakenne (poikkipinta, tapauksessa ohjaus, kohorttitutkimus) tai tiedonkeruu (mahdolliselle tai retrospektiivinen) . Välttämiseksi päällekkäiset tiedot, tunnistimme artikkeleita, jotka kuuluivat samaan ryhmään potilaiden tarkistamalla välisten tutkimus samankaltaisuus maassa, jossa tutkimus tehtiin, tutkijat tutkimuksessa, lähde potilaiden rekrytointi ajan, ja kriteerit. Kun samat tutkijat raportoitu saadut tulokset samaan potilaiden useissa julkaisuissa, vain suurimmat sarja sisällytettiin analyysiin.

Arvio menetelmien laadun

Kaksi riippuvainen arvioijat (J Zhang ja ZW Xu) käytettiin 11 kohdetta julkaistujen QUADAS (laadun arviointi tutkimuksiin diagnostista tarkkuutta) ohjeet välineenä arvioida sisältyi tutkimuksia, ja erimielisyydet ratkaistiin yksimielisesti. 11 kohdetta oli suositellut Cochrane Menetelmät ryhmän seulontaa ja diagnostisia testejä [7]. Erät sai pistemäärä ”1”, 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 louhinta ja hallinta

Ensisijainen arvostelija (J Zhang) suoritti alustavan datan purkamiseksi kustakin valittu tutkimus vakiolomakkeella. Samalla tavalla toinen arvostelija (Zhiwei Xu) myös uuttaa tietoja voidaan käyttää meta-analyysi samalla lomakkeella. Inter-arvostelija eroavuudet ratkaistiin keskustellen. Seuraavat ominaisuudet tutkimukset poimittiin: (i) perustiedot: johdin, tutkimus tunnus ja tutkimusten yksityiskohdat (ensimmäinen kirjoittaja, julkaisuvuosi, maan tutkimus, kasvaimen tyyppi), (ii) tutkimus kelpoisuus: perustuu osallisuuteen /poissulkemisperusteet arvioimiseksi uudelleen ja tallentaa syy ulkopuolelle tutkimuksissa (iii) menetelmät tutkimuksen ominaisuudet: osallistujien osallisuus /poissulkemisperusteet, etnisyys, sairauden vaihe, histologia vaiheessa perusviitteessä Säätötyyppiä, (iv) indeksi testit: louhinta aika ja säilytyslämpötila näytteen, määritysmenetelmä, cut-off-arvo, sokea (single-blind tai kaksinkertaistui-sokea), yksityiskohtainen raportti määritysmenetelmä, (v) tulos: positiivinen arvo tapauksissa ja valvontaa, ja muut vertailutiedot (esim keski-ikä, sukupuoli suhde, tupakointi, alkoholin) tapausten ja kontrollien välillä. Me tallennettu data mukaan eri syöpiä. Jos tietoja mistä tahansa edellä mainituista ryhmistä ei raportoitu ensisijaiseen artikkelissa, erät käsitellään ”ei ilmoiteta”. Emme ota kirjoittajat lisätietoja.

Tilastolliset analyysit

Käytimme standardimenetelmiä suositellaan meta-analyysi diagnostista testiä arviointien [8]. Tilastollinen analyysi perustui seuraavasti. 1) tulosten esittely yksittäisten tutkimusten. Kukin tutkimus esiteltiin taustatiedot (ilmestymisvuosi, maa, valinta potilaiden ja menetelmiin ominaisuudet). 2) etsiminen läsnäolo heterogeenisyys. Kun eri tutkimuksissa oli paljolti erilaisia ​​tuloksia, tämä voi johtua joko satunnaisvirhe tai heterogeenisyys erojen vuoksi kliinisiä tai menetelmiin ominaisuudet tutkimuksissa. Chi-neliö testiä käytettiin tilastollisesti testata läsnäolo heterogeenisyys tutkimuksen tuloksia. 3) testaus läsnäolo raja-arvon mukaan vaikutuksia. Arviot diagnostinen tarkkuus eroavat ellei kaikissa tutkimuksissa käytettiin samaa cut-off-piste positiivisen testituloksen tai vertailuvakiona. Vaihtelu parametrien tarkkuus voi johtua osittain vaihtelun Ryntäysnopeus. Me testattiin läsnäolon rajakohta vaikutus tutkimusten välillä laskemalla Spearman korrelaatiokerroin herkkyys ja kaikkien mukana tutkimuksissa. 4) käsittely epäyhtenäisyys. 5) Tilastollinen yhdistäminen. Positiivinen todennäköisyys suhde (PLR), negatiivinen todennäköisyys suhde (NLR) ja niiden 95% luottamusväli (CI) laskettiin käyttäen satunnaisvaikutusten mallia, joka perustuu työhön Der Simonian ja Laird [9]. Uskottavuussuhde sisältää sekä herkkyys ja spesifisyys testi, ja on suora arvio siitä, kuinka paljon testituloksen muuttuvat kertoimet olevan jokin tauti [10]. Lainausoikeus kertoo, kuinka paljon kertoimet taudin lisääntyvät, kun testi on positiivinen, ja NLR kertoo, kuinka paljon kertoimet taudin väheneminen, kun testi on negatiivinen [10]. Todennäköisyys suhteet 10 tai 0,1 tuottavat suuria ja usein ratkaiseva siirtyy pretest kohteeseen posttest todennäköisyys (joka osoittaa korkea tarkkuus) [10]. Mukaan Rehellinen ja Khan [11], herkkyys ja tarkkuus ei pidetä sopivana meta-analyysejä, koska ne eivät käyttäydy itsenäisesti, kun ne yhdistetään eri alkuperäistutkimusten erilliseen keskiarvoja. Tarkkuutta toimenpide käytettiin diagnostisia kerroinsuhde (DOR) laskema Mooseksen vakion lineaarisen mallin, joka osoittaa muutoksen diagnostinen testissä tutkittavan yksikköä kohti kasvu covariant [12]. DOR on yksi indikaattori testin tarkkuus joka yhdistää herkkyys ja tarkkuus tiedot yhteen useita [13]. DOR arvot vaihtelevat 0 äärettömään, korkeammat arvot osoittavat paremman erotusdiagnostiikan suorituskyky (suurempi tarkkuus) [13]. DOR 1,0 ilmaisee, että testi ei erottele potilailla, joilla häiriö ja ilman sitä [13]. 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 [14 ], [15]. Tekniikan tutkimus osoitti, että osoittaa erinomaista tarkkuutta, AUC pitäisi olla alueella 0,97 tai suurempi [16]. 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 [8]. Se tarkoittaa, että lisäämme 0,5 jokaiseen soluun vain tutkimuksissa nolla solujen.

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

2, seuraavan kaavan mukaisesti: I

2 = 100% x (Cochran Q-vapausasteen) /Cochran Q [17]. Arvioida cut-off 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 [18]. 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 [19]. Muodollinen testaus julkaistavaksi bias voidaan suorittaa regression lnDOR vastaan ​​1 /ESS1 /2, painotus ESS [19], 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) [20] ja Stata SE12.0 ohjelmistot (Stata Corporation).

Tulokset

Haku tulokset ja tutkia ominaisuudet

Abstracts ja otsikot 1090 ensisijaisen tutkimukset 23 eri syöpien kartoitettiin alustavan arvioinnin käyttämällä hakua strategioita. Luettuaan otsikot ja abstraktit, 896 jotka eivät liity artikkeleita jätettiin, jolloin hankinta 257 täysi-tekstit roolista s-p53-vasta-aineen syövän diagnoosissa (kuvio 1). Näistä julkaisuista, 66 artikkeleita, kuten tarkastelu ja tapausselostus, suljettiin pois, koska ne antoivat riittävästi tietoa. Ylimääräinen 38 jätettiin, koska ei ollut valvontaa, ja 33 tutkimukset suljettiin pois, koska ne keskittyvät p53-geenin ja p53-proteiinin, mutta ei tunnista s-p53-vasta-ainetta. Tämän seurauksena vain 120 julkaisuja pidettiin voidaan sisällyttää analyysiin. Kuitenkin 20 tutkimukset kontrolleihin myöhemmin pois, koska ne eivät salli laskemista herkkyys tai spesifisyys. Lopuksi loput 100 artikkelia (katso viite 1-100 File S1), joka perustuu tapauksia syöpä ja valvonnan ilman syövän, oli saatavilla meta-analyysi, ja diagnostinen ominaisuuksista näistä tutkimuksista sekä QUADAS tulokset, on esitetty Taulukko S1 (a, b) tiedostoon S1. Näissä tutkimuksissa seurasi useita eri ominaisuuksia. Tutkimuksissa oli mukana tehtiin eri maissa, 58 100 tutkimukset tehtiin länsimaissa, 39 Aasiassa, yksi (katso viite 69 File S1) Brasiliassa, yksi (katso viite 85 File S1) Nigeriassa, ja yksi ( katso viite 91 File S1) on monikeskustutkimus. Julkaisussa vuotta hyväksyttävistä tutkimuksissa vaihteli 1987 ja 2011 15 tutkimusten valitsi peräkkäisen potilasta, kolme (katso viite 1,77,96 File S1) valitsi sattumanvaraisesti potilasta, ja 82 eivät ilmoittaneet liittyviä tietoja. Vain kolme tutkimusta (katso viite 63,73,100 in File S1) olivat tulevaisuudentutkimusta. 41 tutkimuksissa edellyttäen TNM ja 19 tarjotaan histologia vaiheessa. 54 tutkimuksiin osallistui terveitä vapaaehtoisia kontrollina, 20 tutkimuksiin osallistui terveitä vapaaehtoisia ja joilla on hyvänlaatuinen sairaus verrokkeina, 20 tutkimukset sisältyvät vain hyvänlaatuinen taudin torjuntaa, ja loput 6 (katso viite 3,7,10,37,61, 97 File S1) eivät ilmoittaneet tarkastuksen tyyppi.

Methodological laadun mukana tutkimusten

laadun arviointi perustuu QUADAS ohjeiden tehtiin kaikissa 100 tutkimuksissa mukana systemaattinen tarkastelu . Niistä 100 oikeutettu tutkimuksissa 56 oli QUADAS score≥8, 21 oli QUADAS pisteet = 7, 18 oli QUADAS pisteet = 6, ja viisi oli QUADAS pisteet = 5. kokonaismäärästä mukana tutkimuksissa (katso kuva S1 tiedostoon S1), yli 90% mukana tutkimuksissa oli korkean laadun kannalta vältettävä osatarkastusmerkki, välttää ero todentaminen, kliiniset tiedot ja nostoja selitti. Noin 75%, 60% ja 50% 100-tutkimuksessa oli korkea laatu arviointikohteiden verrattuna uninterpretable tulosten raportoitu (väli testitulokset, sisällyttäminen vältettävä ja hyväksyttävä referenssistandardia, vastaavasti). Noin 80% hyväksyttävistä tutkimuksista oli epäselvää, onko indeksin testitulokset sokaisi (onko tutkijat määritetyn indeksin testitulokset olivat sokeita potilaalle?). Mitä edustaja spektrin, noin 50% mukana tutkimuksissa oli heikkolaatuista, 40% oli korkealaatuista ja 10% ei ilmoittanut tietoja siitä, miten osallistujat otettiin.

Diagnostic tarkkuus

100 voivat tutkimuksissa 23 erilaisia ​​syöpiä, oli 13 syöpien, jotka voivat joutua meta-analyysi (taulukko 1). Meta-analyysi ei voitu suorittaa seitsemään syöpätyypit (emättimen, aivot, raskausajan trophoblastic, pehmeä sidekudoksen, ihon, virtsaputken, ja urogenitaalisia kasvaimet), koska kukin kasvain tyyppi oli vain yksi tutkimus mukana. Emme suorittaa meta-analyysi loput kolme (krooninen myelooinen leukemia, nenänielun syöpä, kilpirauhassyöpä) syöpätyyppejä koska ensisijaisen tutkimukset eivät keskittyä yksittäinen syöpä, vaan lajikkeita syövistä, ja eivät ilmoittaneet yksityiskohtaisia ​​tietoja noin menetelmiin tutkimusten laatu. Kaikista syövistä sisältyvät 100 tutkimuksissa yhdistetty DOR oli 7,56 (95% CI: 6,02-9,50), mikä osoittaa, että s-p53-vasta-ainetta voi olla hyödyllinen biomarkkeri syöpäpotilaan diagnoosia. Ei näyttänyt olevan laadullisia todisteita heterogeenisuus tutkimusten välillä (I

2 = 48,9%). Analysoimme symmetrinen SROC s-p53-vasta-ainetta ja AUC-arvo 0,67, mikä osoittaa, että s-p53-vasta-aineita oli kohtuullisella tarkkuudella suhteen erotusdiagnosoinnissa syöpätapausta. Niistä 100 oikeutettu tutkimuksia, herkkyys ja tarkkuus vaihteli 2,90% -68,30% ja 67.30% -100%, tässä järjestyksessä. Esillä olevassa tutkimuksessa, joka on yhdistetty lainausoikeus 5,75 (95% CI: 4,60-7,19) esittää, että syöpäpotilaiden on noin 6 kertaa korkeampi mahdollisuus olla s-p53-vasta-positiivisia verrattuna potilaisiin ilman syöpää. Lisäksi oli heterogeenisyys välillä PLRs, jossa I

2 = 48.90%. Samoin löysimme merkittävä heterogeenisyys kaikkien tukikelpoisten tutkimuksia voida NLR, jossa I

2 = 91,10%. Yhdistetty negatiivinen todennäköisyys suhde oli 0,81 (95% CI: 0,79-0,83), mikä osoittaa, että potilailla, joilla ei syöpä on 1,25-kertainen mahdollisuus olla s-p53-vasta-negatiivinen verrattuna syöpäpotilailla. Siksi on positiivisia s-p53-vasta-ainetta oli enemmän diagnostinen arvo kuin olla negatiivinen kliinisessä käytännössä havaitsemiseksi syöpään.

meta-analyysi kaikkien 13 syöpätyypit, käytimme samoja tilastollisia analysointimenetelmiä ja indikaattoreita edellä 100 oikeutettuja tutkimuksia erikseen arvioida diagnostinen tarkkuus s-p53-vasta-aineen yhden syövän. Kuten taulukosta 1, valikoimia lainausoikeuden, NLR, DOR, AUC, ja positiivisten määrä oli (2,33-11,05), (0,74-0,97), (2,86-13,8), (0,29-0,81), (4,47% – 28,36%), vastaavasti. Huomasimme, että rinta, peräsuolen, ruokatorven, mahalaukun, maksan, lymfooma, keuhko- ja munasarjasyöpään oli suhteellisen kohtuullinen diagnostinen tarkkuus. Loput yhdistettiin tulokset viidestä syöpien ehdotti, että s-p53-vasta-ainetta oli rajallinen arvo diagnosointiin, etenkin suun syöpä. Lisäksi olemme listanneet soi herkkyys ja spesifisyys 13 erityyppisiä syövän (katso kuva S2-S14 tiedoston S1).

Meidän meta-analyysit oli 38 tutkimuksia, jotka sisältyvät hyvänlaatuinen taudin negatiivinen kontrolli. Yhdistetty analyysi tuloksista yli 38 tutkimukset osoittivat alempi diagnostista tarkkuutta kuin yhdistetyissä tuloksissa on 100 mukana tutkimuksissa. Tulokset meta-analyysi osoitti lainausoikeus 3,28 (95% CI: 2,32-4,62), NLR 0,83 (95% CI: 0,80-0,87), DOR 4,28 (95% CI: 2,93-6,26), ja AUC 0,58. Tämä osoitti myös, että rajoitettua tutkimuksen suunnittelu voisi tuottaa enemmän objektiivisia tuloksia, jotka yleensä taipumus olla partaalla soveltuvuutta kliiniseen käytäntöön. Lisäksi vertailu syövän ja vastaava hyvänlaatuinen sairaus objektiivisesti osoitti, että s-p53-vasta-ainetta oli potentiaalista diagnostista arvoa syöpään.

Mahdollisia heterogeenisyys

Kynnys kutsuvan seurauksena epämääräinen voi poiketa tutkimusten välillä. Laskenta Spearman korjauskerroin välillä logit herkkyyden ja logit 1-spesifisyyden s-p53-vasta-aine oli 0,322 (P = 0,001), mikä kertoo sen kynnysilmiöstä, ja positiivinen korrelaatio oli tilastollista merkittävyyttä [21]. Meta-regressio ja alaryhmä analyysit käytettiin tutkimaan yleistä heterogeenisyys ja mahdolliset lähteet heterogeenisyys, joka voi sisältää vaihtelua laatuun metodologian tutkimuksissa (QUADAS), analyysimenetelmää, edustus osallistujat (prosenttiosuus vaiheessa I syövät), negatiiviset kontrollit, ja /tai näytekokoelmatodistuksesta kertaa väliin tutkimus. Meta-regressio edellä esitettyjä muuttujia eivät lähteitä heterogeenisyys s-p53-vasta-ainetta, koska kaikki p-arvot olivat suurempia kuin 0,05. RDOR (suhteellinen diagnostiset riskisuhde) arvo oli enemmän kuin yksi koskien sokaiseva, perusviitteessä ja negatiivinen kontrolli (tuloksia ei ole esitetty). Jos mahdollista, teimme Alaryhmäanalyysissa kaikille covariants poimimamme (taulukko 2). 100 voivat tutkimuksia stratifioitiin yleisarvosanaksi 2 ryhmään: scores≥8 (n = 56) ja tulokset 8 (n = 44). Oli eroa suorituskykyä aineistoja scored≥8 (DOR, 5,92) verrattuna tulokset 8 (DOR, 10,28). Tutkimukset ryhmiteltiin perustuu niiden määritysmenetelmä [ELISA (n = 85) tai toisten (n = 13)]. ELISA-määritysmenetelmä (DOR, 7,08) oli pienempi diagnostinen tarkkuus kuin muut määritysmenetelmät (DOR, 12,04), kuten immunoblot tai Western-blot. Myös ero testi suorituskykyä vaiheen I% 20% (n = 15, DOR, 7,28) ja vaiheen I% ≦ 20% (n = 26, DOR, 7,38). Kolme erilaista negatiivisen kontrollin käytettiin: terveiden verrokkien (n = 54), hyvänlaatuinen tautien valvonta (n = 20), ja terve ja hyvänlaatuisia tautien valvonta (n = 20). Diagnostinen tarkkuus kolmeen alaryhmään olivat seuraavat: terveet ohjaus (DOR, 10,41), hyvänlaatuinen tautien torjuntaan (DOR, 4,20), ja terve ja hyvänlaatuisia tautien torjuntaan (DOR, 7,02). Kuitenkin, ei ollut eroa alaryhmä näytekokoelmatodistuksen ajan [ennen hoitoa (n = 20), DOR, 7,25; ennen diagnoosia (n = 7), DOR, 6,12]. Alaryhmästä analyysitulokset yläpuolella, tärkein heterogeenisyys lähteet olivat tutkimuksen laatu (QUADAS), määritysmenetelmää, vaihe I%, ja negatiivisia kontrolleja.

Herkkyysanalyysi ja julkaisu bias

määrittämään, onko yksi datasarja oli aiheuttamatta kohtuutonta painoarvoa analyysissa järjestelmällisesti poistettu 1 datajoukon kerrallaan ja lasketaan I

2 jäljellä ryhmä. Tämä suoritettiin tilastollisia analysointimenetelmiä, tutkimus laatu, otoskoko ja tutkimuksen suunnittelu. Käytimme kiinteän vaikutuksen mallia analysoida tiedot uudelleen korvata satunnainen vaikutus malli, mutta tulokset tuottanut mitään ilmeistä muutoksia. Kun me ulkopuolelle tutkimuksissa (QUADAS pisteet ≦ 6, n = 23) yhdistettyä data (QUADAS pisteet 6, n = 77), tulokset olivat yhtä hyviä kuin tulokset 100 tukikelpoisten tutkimuksissa. Kun me ulkopuolelle tutkimuksissa (n = 15) ilman sovitetun tapaukset ja ohjaus otoskoko, tulokset olivat samanlaisia ​​kuin alkuperäiset tulokset. Lisäksi kun me suljettiin pois tutkimuksista, jossa tutkittiin eri syöpiä (n = 9), mutta ei toimittanut yksityiskohtaisia ​​tietoja osallistujista, tulokset pysyivät ennallaan, mikä osoittaa, että meidän meta-analyyseihin vakiintunut tuloksia. Deek n suppilo juoni (kuvio 2) osoitti epäsymmetrinen jakautuminen pisteiden suppiloon kuvaaja havaitsemiseksi julkaisun bias (siepata, 3,09; 95% CI, 2,54-3,63; p = 0,000), mikä osoittaa, että julkaisu puolueellisuudesta oli todennäköistä.

suppilo kaaviossa esitetään DOR (diagnostiset riskisuhde) vasten 1 /juuri (otoskoko). Pisteviiva on regressiolinjan. Tulos Testin julkaistavaksi bias osoitti julkaisu bias (p 0,001).

Keskustelu

systemaattinen katsaus julkaistun kirjallisuuden, huomaamme, että potilaalla on syöpä on suuremmat mahdollisuudet tulla s-p53-vasta-positiivisia verrattuna potilaisiin ilman syöpää, ja että suhde kertoimella positiivisen testituloksen keskuudessa syöpäpotilailla on noin 6-kertainen kertoimella positiivisen testituloksen keskuudessa ei-syöpä yksilöitä. Lisäksi suhde kertoimella positiivisen testituloksen keskuudessa syöpäpotilailla on noin 3-kertainen kertoimella positiivisen testituloksen hyvänlaatuisen taudin. Lyhyesti, positiivinen taajuus s-p53-vasta-aine useimmissa syöpäpotilaiden on suurempi kuin terveillä ja hyvänlaatuisia valvontaa. Siksi positiivinen s-p53-vasta-testi on diagnostinen syövän. Tämä tulokset ovat linjassa julkaistun artikkelin [22], joka on osa tämän artikkelin.

Ei ole harvinaista, että s-p53-vasta-ainetta ei voitu havaita useimmat syövät. Tutkimukset molekyylibiologian pahanlaatuisia kasvaimia korostavat useita esikasvaintekijöiden ja tuumorisuppressorigeeneille ihmisen syöpäsairauksia. Siten etsiä biomarkkerit joka voi diagnosoida erilaisia ​​maligniteetteja on tärkeää paremman hallinnan potilaista. Useat tutkimukset raportoivat, että seerumin p53-vasta-aineita (s-p53 Abs) havaitaan eri väestöissä, jotka ovat suuressa riskissä sairastua pahanlaatuiseen tautiin [23], [24]. Positiivinen hinnat merkkiaineiden syövän voi olla erilainen mukaan taudin vaiheessa potilaan koska anti-p53 voi kerääntyä alkuvaiheessa syövän synnyn. Shigeo Yoshizawa ajatellut p53 Abs ovat yleensä IgG, osoittaa sekundaarinen vaste pitkittyneen immunisointi p53-proteiinin kertymistä; joten on kohtuullista olettaa, että tällaiset p53 Abs voitaisiin käyttää varhaisena indikaattorina p53 mutaatioita kasvaimissa, joissa tällaiset muutokset tapahtuvat aikaisessa kasvaimen etenemiseen (katso viite 89 File S1). Aikaisemmassa tutkimuksessa (katso viite 57 File S1), positiivinen hinnat anti-p53 kliinisissä syövän vaiheissa I ja II vaihteli 33%: sta 50% ja olivat suurempia kuin löytyy vaiheiden III ja IV. S-p53 Abs voidaan seurata vaste potilailla, joilla on pahanlaatuisia kasvaimia hoidon aikana (katso viite 22 File S1). Lisäksi tämä strategia yhdistää markkereita voisi olla uskottava lähestymistapa matalan positiivisuus kysymys tavanomaisten merkkiaineiden seulonta keuhkosyöpään. Oikeastaan ​​Yongjung Park (katso viite 99 File S1) havaitsivat, että yhdistelmä 2 tai 3 markkereita, mukaan lukien anti-p53, oli suurempi AUC-arvot kuin teki yhden markkerin tai yhdistelmä muiden merkkiaineiden ilman anti-p53. Koska ELISA-määritys on nopea ja kätevä määritys havaitsemiseksi p53-vasta-aineiden, s-p53 Abs voi olla hyödyllinen markkeri diagnoosia syövän potilasryhmissä. Mukaan meidän meta-analyysi, voimme todistaa, että havaitseminen s-p53-vasta-aine on potentiaalisesti arvokas syövän diagnosointiin (AUC = 0,71). 13 eri tyyppisten kasvainten, joiden teimme meta-analyysi on selvä diagnostinen arvo s-p53-vasta-aineita. Yllättäen meidän meta-analyysin tulokset osoittavat, että lymfooma, ruokatorven, maksan, peräsuolen, maha-, munasarja-, ja keuhkosyövän, s-p53 Abs ovat kohtuulliset diagnostista arvoa (taulukko 1). AUC-arvo, joka ilmaisee diagnostisen kyky, oli seuraava: lymfooma (0,81), ruokatorven (0,74), maksan (0,75), rinta (0,71), peräsuolen (0,67), mahalaukun (0,70), munasarjojen (0,65), ja keuhkojen (0,59) syöpiä. QUADAS, jota voidaan käyttää järjestelmällinen tarkastelu diagnostinen tarkkuus tutkimuksissa käytettiin arvioimaan menetelmien laatua mukana tutkimuksissa. Meidän meta-analyysi osoittaa, että menetelmien laatu raportteja diagnostista tutkimusta s-p53-vasta-aine on kohtalainen, määritettynä QUADAS työkalulla [25].

meta-analyysissä, yhdistettiin indikaattoreita käytetään yleensä homogeenisuus tutkimuksissa. Kuitenkin useimmat diagnostinen arvioita ovat huomattavia heterogeenisyys välillä mukana tutkimuksissa, koska eri raja-arvot ja koemenetelmiä [8].