MTA1表達與中國肺癌患者預后關系的meta分析

鐘海 唐云 王英 谷偉

目前，肺癌仍然是嚴重威脅人類健康和生命的惡性腫瘤之一。根據(jù)我國最新的癌癥統(tǒng)計數(shù)據(jù)[1]顯示，肺癌是最常見的新發(fā)癌癥和最主要的癌癥死亡原因之一。盡管肺癌的診斷及分子靶向治療有了較大發(fā)展，但是肺癌的預后仍然較差，5年生存率沒有顯著提高[2]。因此，對肺癌患者預后因素的研究有助于對患者的預后進行有效的判斷，同時有利于個體化治療方案的制定。轉移相關蛋白1（metastasis associated protein 1, MTA1）是腫瘤轉移相關蛋白家族成員之一，其編碼基因位于染色體14q32.3，是一種分子量為80 kDa的核蛋白[3,4]。多項研究發(fā)現(xiàn)，MTA1在乳腺癌[5]、結腸癌[6]、食管癌[7]、胃癌[8]、肝癌[9]、肺癌[10]等腫瘤組織中呈高表達，對腫瘤的發(fā)展、轉移起著重要的作用。同時，多項臨床研究分析了MTA1與肺癌的預后關系，但是對其預后價值判斷仍存在較大爭議。有研究報道MTA1高表達是肺癌患者預后的危險因素[11]，有研究則認為MTA1不影響肺癌患者的預后[12]。為了減少各項研究間的偏倚與差異，我們采用meta分析的方法綜合評估MTA1表達在肺癌患者中的預后價值。

1 材料和方法

1.1 檢索方法及策略 通過計算機檢索PubMed、Embase、萬方數(shù)據(jù)庫、中國生物醫(yī)學文獻數(shù)據(jù)庫、中國知網(wǎng)等數(shù)據(jù)庫收集相關文獻，截止時間為2017年6月。以“Metastasis associated protein 1或MAT1”和“l(fā)ung carcinoma或lung cancer或lung tumor或lung neoplasm”為檢索詞在PubMed、Embase數(shù)據(jù)庫檢索，檢索語言為英文；以“轉移相關蛋白1或MTA1”和“肺癌”為檢索詞在萬方數(shù)據(jù)庫、中國生物醫(yī)學文獻數(shù)據(jù)庫、中國知網(wǎng)等數(shù)據(jù)庫中進行檢索，檢索語言為中文。

1.2 納入和排除標準 納入標準：①研究對象為通過病理或細胞學確診的肺癌患者；②研究中包含了MTA1與肺癌總生存期（overall survival, OS）的關系；③研究直接或間接提供了HR及其95%CI的數(shù)據(jù)；④當來自同一患者群的研究數(shù)據(jù)在不同的期刊上發(fā)表時，我們選擇最完整或最新的研究；⑤納入文獻僅限于已公開發(fā)表的全文，所有數(shù)據(jù)從原文中獲取。排除標準：①研究未能提供有關生存率方面的資料或數(shù)據(jù)；②為非原發(fā)性肺癌如復發(fā)癌或者轉移性腫瘤。

1.3 數(shù)據(jù)提取 兩名研究者獨立進行文獻的篩選，后進行交叉審核，當出現(xiàn)意見不一致時通過討論最后達成一致。同時提取每篇文獻中的下列信息：第一作者、發(fā)表時間、國家、研究納入的病例數(shù)、腫瘤的病理類型、臨床分期、隨訪時間、檢測方法、HR及其95%CI。

1.4 質量評估 兩名研究者使用Newcastle-Ottawa scale（NOS）評分方法對所納入的文獻進行質量評估。在NOS評分中，每項研究主要通過3個方面進行評估：隊列的選擇、隊列的可比性、結果的評估。在隊列的選擇方面最多可得4分，隊列的可比性最多可得2分，結果的評估最多可得3分。研究得分越高說明質量越好。

1.5 統(tǒng)計學方法 采用meta分析的方法對所納入研究的HR及其95%CI進行合并處理，并繪制森林圖。同時采用Q檢驗與I2統(tǒng)計量進行異質性檢驗，當P＜0.05或I2＞50%時提示存在明顯的異質性，采用隨機效應模型進行結果合并；當P＞0.05或I2＜50%顯示無明顯異質性，采用固定效應模型進行結果合并[13]。合并的HR＞1表明高表達MTA1是肺癌預后不利的因素，而HR＜1則相反。使用漏斗圖、Begg's法和Egger's法進行發(fā)表偏倚的檢測，P＜0.05提示存在明顯的發(fā)表偏倚[14,15]。通過逐一剔除單個研究進行敏感性分析以確認結果的穩(wěn)定性。所有數(shù)據(jù)的統(tǒng)計分析均使用Stata 12.0軟件完成。

2 結果

2.1 文獻檢索及特征 通過上述檢索策略共檢索到295篇文獻。經(jīng)過閱讀文獻標題、摘要，排除274篇文獻，剩下的21篇文獻通過閱讀全文進行排查。閱讀全文后，總共有8篇文獻符合研究的納入與排除標準[10-12,16-20]。文獻檢索流程見圖1。所納入的8篇研究中共有712例中國肺癌患者，實驗標本均為肺癌組織切片，均采用免疫組化方法進行MTA1表達的檢測。同時在數(shù)據(jù)提取中，若文獻同時提供了單變量分析和多變量分析的結果，取多變量分析結果，因為多變量分析排除了有關混雜因素，更為準確。其中4篇研究提供了完整的HR及其95%CI數(shù)據(jù)，3篇研究可根據(jù)文獻提供的數(shù)據(jù)利用Parmar等[21]的方法計算HR及其95%CI[12,17,20]，1篇文獻的HR數(shù)據(jù)根據(jù)生存曲線圖獲得[19]。各研究的基本特征見表1。

2.2 Meta分析結果 所納入的8篇研究中，3篇報道MTA1表達與肺癌患者的預后無關，5篇報道MTA1高表達是肺癌預后的危險因素。對納入研究進行匯總分析，異質性檢驗提示存在明顯的異質性（I2=59.0%,P=0.017），故采用隨機效應模型進行結果合并的HR=2.07（95%CI: 1.42-3.02, P＜0.001），見圖2A。異質性的原因可能與分析變量不同、臨床分期、病理類型、納入病例數(shù)、文獻評分等因素有關，故進一步進行分層分析，具體結果見表2。其中針對腫瘤病理類型進行亞組分析顯示，在非小細胞肺癌（nonsmall cell lung cancer, NSCLC）中各研究無明顯異質性（I2=47.0%, P=0.093），合并的HR=1.66（95%CI:1.27-2.18, P＜0.001），見圖2B；針對病例數(shù)進行亞組分析顯示，在病例數(shù)≤100的各研究中無異質性（I2=0,P=0.488），合并的HR=2.29（95%CI: 1.58-3.34,P=0.001）。

2.3 發(fā)表偏倚與敏感性分析 我們使用漏斗圖、Begg's法和Egger's法進行發(fā)表偏倚檢測，根據(jù)漏斗圖顯示在肺癌與NSCLC中均未見明顯的不對稱，見圖3。其中，在肺癌中由Begg's法所得P=0.108及Egger's法所得P=0.077，在NSCLC中由Begg's法所得P=0.133及Egger's法所得P=0.091，均提示無明顯的發(fā)表偏倚。通過逐一剔除單個研究進行敏感性分析以檢驗結論的穩(wěn)定性，結果顯示在肺癌和NSCLC中結論均無明顯的改變，提示結論較為穩(wěn)定、可信，見圖4。

表 1 所納入meta分析文獻的基本特征Tab 1 Main characteristics of the included studies in our meta-analysis

表 2 以不同變量對肺癌中MTA1表達與總生存期關系進行分層分析Tab 2 Stratifiedanalysis of MTA1 expression and overall survival in lung cancer

3 討論

腫瘤轉移是惡性腫瘤的重要生物學特征，也是目前肺癌臨床治療的難題。臨床研究表明，腫瘤侵襲與轉移是90%肺癌患者死亡的主要原因[22]。多項研究發(fā)現(xiàn)MTA1是腫瘤轉移的重要調節(jié)因子，不僅是某些基因啟動子的共激活因子，包括β-鏈蛋白（β-catenin）、乳腺癌擴增序列3（BCAS3）和信號轉導及轉錄激活因子3（STAT3），也可作為一些靶基因的轉錄共阻遏因子，如E-鈣粘蛋白[23]。同時，MTA1在多種惡性腫瘤如乳腺癌、結腸癌、食管癌、胃癌、肝癌中提示有一定的預后價值，但是在肺癌中的預后作用仍有爭議[24]。

圖 1 文獻檢索流程圖Fig 1 Flow chart of search strategy and study selection

圖 2 在肺癌（A）與NSCLC（B）中總生存期合并后的HR的森林圖Fig 2 Forest plot showing the pooled HR for overall survival in lung cancer (A) and NSCLC (B)

圖 3 Begg's漏斗圖檢測在肺癌（A）與NSCLC（B）中潛在的發(fā)表偏倚Fig 3 Begg's funnel plot to assess potential publication in lung cancer(A) and NSCLC (B)

本研究采用meta分析的方法評估MTA1高表達在肺癌患者中的預后價值，共納入8篇文獻，且研究對象均為中國肺癌患者，未檢索到符合條件的含其他國家肺癌患者的研究。對這些研究進行異質性檢驗，發(fā)現(xiàn)存在異質性（I2=59.0%, P=0.017），故我們采用隨機效應模型進行結果合并的HR=2.07（95%CI:1.42-3.02, P＜0.001），這表明MTA1高表達可能是中國肺癌患者不良預后的指標。由于存在明顯的異質性，故我們采用分層分析進一步確定異質性的來源。根據(jù)各研究全文數(shù)據(jù)的收集，我們依據(jù)分析變量不同、腫瘤病理分期、病理類型、納入病例數(shù)、文獻評分等因素進行分層分析。其中針對腫瘤病理類型進行亞組分析顯示，在NSCLC中各研究無明顯異質性（I2=47.0%, P=0.093），合并的HR=1.66（95%CI:1.27-2.18, P＜0.001），提示MTA1高表達也是NSCLC預后不良的標志物。同時在病例數(shù)≤100的各研究中無異質性（I2=0, P=0.488），合并的HR=2.29（95%CI:1.58-3.34, P=0.001）。而依據(jù)分析變量不同、腫瘤病理分期、文獻評分等因素進行分層分析，仍發(fā)現(xiàn)較明顯的異質性，故所納入研究的肺癌患者病理類型及病例數(shù)不同可能是異質性的主要來源。且通過發(fā)表偏倚檢測未見明顯的發(fā)表偏倚，敏感性分析檢測結論在肺癌與NSCLC中均較為穩(wěn)定。

圖 4 敏感性分析評估在肺癌（A）與NSCLC（B）中所得結論的穩(wěn)定性Fig 4 Sensitivity analysis of included studies on assessment the reliability of our conclusionin lung cancer (A) and NSCLC (B)

MTA1高表達可作為肺癌患者的不良預后的標志可從其所具有的功能得到詮釋。MTA1是核小體重塑及組蛋白去乙?；笍秃衔铮╪ucleosomeremodeling and histone deacetylase, NuRD）的重要組成部分[23]。MTA1與組蛋白去乙?；附Y合后可轉移至目標基因的啟動子區(qū)域，去除組蛋白的乙酰基從而改變染色體的狀態(tài)，影響目的基因的轉錄過程，如抑制抑癌基因乳腺癌1號基因、p21WAF1、腫瘤超甲基化基因1等的轉錄，從而促進腫瘤的發(fā)生[23]。同時，含有MTA1的組蛋白去乙酰化酶1復合物可以使非組蛋白如p53及缺氧誘導因子1α去乙?；?，其中p53去乙酰化后可減弱由其誘導的細胞凋亡作用，而缺氧誘導因子1α去乙?；罂稍鰪娮陨淼姆€(wěn)定性，進而促進腫瘤血管生成，這些均可促進腫瘤發(fā)展[25,26]。而且，研究發(fā)現(xiàn)MTA1可促進腫瘤細胞上皮間質轉化（epithelial-mesenchymal transition, EMT）進而促進腫瘤的轉移：MTA1作為轉化生長因子β1的下游效應蛋白可抑制上皮鈣粘蛋白即E-鈣粘蛋白的表達，從而促進EMT[27]；在卵巢癌細胞中還發(fā)現(xiàn)MTA1可激活轉錄因子Snail與Slug，從而抑制E-鈣粘蛋白的轉錄，進而促使EMT的發(fā)生[28]；同時，在NSCLC中發(fā)現(xiàn)MTA1可通過激活AKT/GSK3β/β-catenin信號通路增加N-鈣粘蛋白、減少E-鈣粘蛋白促進EMT[10]。由于MTA1在腫瘤的發(fā)生及發(fā)展、轉移、血管生成中發(fā)揮著重要作用，故MTA1高表達可能成為肺癌預后的不良標志。

本研究還存在一些局限性：①只有8篇臨床研究共712例中國肺癌患者納入我們的meta分析中，且研究對象主要以NSCLC為主，僅有1篇為小細胞肺癌（small cell lung cancer, SCLC），另一篇為NSCLC+SCLC，故MTA1在中國肺癌及SCLC患者中的預后價值仍需要更多、更詳實的研究來進一步證實。②所納入的研究均采用免疫組化方法來檢測MTA1表達情況，但所使用的抗體廠家、抗體稀釋濃度、分析方法及陽性結果判斷標準均不同，這些均可能導致實驗結果的不同。③由于我們所收集的研究數(shù)據(jù)僅從原文中獲得，無法獲取原始數(shù)據(jù)，故無法以淋巴結轉移情況、PS評分、治療方案等影響肺癌預后較確定的因素作為分層因素，來進一步分析MTA1高表達與肺癌的預后關系。④本研究的檢索語種限定為中文和英文，而其他語種如德語、法語等研究未包括在內，這可能引起不可避免的偏倚。⑤雖然我們的研究未發(fā)現(xiàn)明顯的發(fā)表偏倚，卻不能完全避免。這是因為陽性研究結果更容易被雜志接受發(fā)表，而陰性研究結果更易被拒絕甚至不發(fā)表。

綜上所述，本研究通過meta分析的方法對相關研究進行綜合性分析發(fā)現(xiàn)MTA1高表達可能是中國NSCLC患者預后不良的一個指標，但是在肺癌及SCLC中的預后價值尚缺乏證據(jù)。同時，由于本研究存在上述局限性，研究結論還需要大樣本、多中心、前瞻性隨機對照研究進行證實。