Введение
Колоректальный рак является одной из наиболее распространенных форм рака и занимает третье место среди причин смерти от рака во всем мире [1]. Несмотря на общее улучшение показателей выживаемости пациентов с ранним и распространенным колоректальным раком, это заболевание остается серьезной проблемой для общественного здравоохранения во всем мире [2]. Инициация и прогрессирование развития колоректального рака модулируются постепенным накоплением как экологических, так и генетических факторов [3, 4]. Развитие рака сопровождается значительными изменениями клеточного метаболизма, которые в настоящее время считаются характерными признаками онкогенеза. Метаболическое перепрограммирование оказывает большое влияние на экспрессию генов, клеточную дифференцировку или микроокружение опухоли [5]. Предыдущие исследования показали потенциальную роль однонуклеотидного полиморфизма (single nucleotide polymorphism — SNP) CYP1A1 в экзоне 7 при некоторых видах рака [6]. Ген CYP1A1, состоящий из семи экзонов и шести интронов, расположен на хромосоме 15q22-q24. Ферменты семейства 1 цитохрома Р450 (CYP1) участвуют как в метаболизме ксенобиотиков, так и в контроле эндогенных уровней лигандов арилуглеводородного рецептора (AhR) [7]. Их активность, как и других CYP, может изменяться в опухолевых тканях.
Среди всех исследований участия CYP в активации проканцерогенов наиболее широко изучен полиморфизм CYP1A1 rs1048943 A>G [8]. CYP1A1 rs1048943 g.2455 A>G приводит к замене аминокислоты в экзоне 7 CYP1A1 с Ile на Val в кодоне 462 [9].
Несмотря на многочисленные исследования полиморфного варианта CYP1A1 rs1048943 g.2455 A>G, результаты были противоречивыми. Поэтому мы решили провести метаанализ доступных исследований, выполненных по принципу «случай — контроль».
Материал и методы
Данное исследование проведено согласно протоколу PRISMA [10].
Поиск данных и отбор исследований
Поиск публикаций для метаанализа проводили в базах данных Google Scholar и PubMed в период с 2000 г. по июль 2022 г. с использованием ключевых слов на русском и английском языках: «CYP1A1, или rs1048943, или Ile462Val», «рак толстой кишки», «колоректальный рак или рак прямой кишки» и «полиморфизм». Связанные исследования также искали по ссылкам на оригинальные статьи. Все исследования отобраны в соответствии со следующими критериями: а) в исследовании оценивали связи между полиморфизмом rs1048943 гена CYP1A1 и колоректальным раком; б) дизайн исследования — «случай — контроль»; в) исследование содержало подробные данные о частоте каждого генотипа.
Мы исключили обзоры, короткие сообщения, тезисы конференций и дублированные данные. Два рецензента независимо оценивали все полнотекстовые статьи. Публикации, которые, по мнению обоих исследователей, не соответствовали критериям включения, исключены из анализа. Кроме того, каждое исследование подвергалось контролю по шкале Ньюкасл—Оттава (NOS). Из каждой публикации извлечены следующие данные: имя первого автора, год публикации, страна происхождения и этническая принадлежность, методы генотипирования, количество случаев и контролей (всего и генотипов), источник контрольных групп. Выделена европеоидная и азиатская этническая принадлежность. Исследования, в которых выборка состояла из нескольких популяций, мы не включали в анализ.
Статистический анализ данных
Риск колоректального рака, связанный с полиморфизмом rs1048943 гена CYP1A1, оценивали для каждого исследования по отношению шансов (ОШ) и 95% доверительному интервалу (ДИ). Наиболее распространенная аллель G считалась эталонным генотипом, а редкая аллель A рассматривалась как мутантный вариант в этом анализе. Мы измерили пять генетических моделей в стратифицированных по этнической принадлежности группах: гомозиготную модель (GG против AA), гетерозиготную модель (GA против AA), доминантную модель (GG+GA против AA), рецессивную модель (GG против GA+AA) и аллельную модель (G против A), соответственно (A: дикий тип, G: мутантная аллель). Статистическую значимость величины объединенного ОШ определяли с помощью Z-теста, при p<0,05 ее считали статистически значимой. Для оценки неоднородности выборки между исследованиями рассчитывали индекс I2. При условии отсутствия существенной неоднородности между исследованиями при значении I2<50% расчет проводили с помощью модели фиксированного эффекта Мантеля—Хензеля, а при значении I2>50% использовали модель случайного эффекта Дерсимониана—Лэрда. Анализ чувствительности проводили для оценки стабильности результатов, а именно: одно исследование из метаанализа каждый раз удаляли, чтобы отразить влияние отдельного набора данных на величину объединенного ОШ. Наконец, систематическая ошибка публикации исследована с использованием воронкообразного графика Бегга и регрессионного теста Эггера. Все расчеты проводили с помощью программы Cochrane Collaboration Review Manager 5.3. (RevMan 5.3).
Результаты
Характеристика исследований, включенных в метаанализ
Всего в метаанализ включено 14 исследований, которые соответствовали нашим критериям отбора. Подробная стратегия отбора публикаций отображена на рис. 1.
Рис. 1. Блок-схема метаанализа полиморфизма rs1048943 гена CYP1A1.
Во всех отобранных нами исследованиях оценивали взаимосвязь между полиморфизмом rs1048943 g.2455 A>G гена CYP1A1 и риском развития колоректального рака. В большинстве исследований для генотипирования использовали методы полимеразной цепной реакции (ПЦР) и полиморфизма длин рестрикционных фрагментов (ПДРФ), аллель-специфичную ПЦР и ПЦР-анализ TaqMan. Исследования проведены в двух биогеографических группах: 5 исследований выполнены в Азии, а остальные 9 — в других локациях среди представителей европеоидной расы [9, 11—23] (табл. 1). Таким образом, мы проанализировали выборку, состоящую из 6350 пациентов с колоректальным раком и 7248 условно здоровых лиц контрольной группы.
Результаты метаанализа и теста на гетерогенность представлены в табл. 2.
Таблица 1. Характеристика исследований, включенных в метаанализ
| Исследование | Страна/популяция | Случай | Контроль | HWE p | |
| случай | контроль | ||||
| [11] | США/европейская | 212 | 221 | 0,17 | 0,31 |
| [12] | Великобритания/европейская | 490 | 592 | 0,16 | 0,08 |
| [13] | США/европейская | 997 | 1170 | 0,22 | 0,07 |
| [14] | Италия/европейская | 362 | 323 | 0,9 | 0,89 |
| [15] | Великобритания/европейская | 251 | 396 | 0,86 | 0,89 |
| [16] | Венгрия/европейская | 500 | 500 | 0,32 | 0,38 |
| [17] | Китай/азиатская | 717 | 729 | 6,0E-5 | 0,43 |
| [18] | Япония/азиатская | 66 | 121 | 0,92 | 1 |
| [19] | Япония/азиатская | 105 | 225 | 0,29 | 0,8 |
| [20] | Япония/азиатская | 685 | 778 | 0,73 | 1 |
| [21] | Канада/европейская | 1174 | 1293 | 0,03 | 0,27 |
| [22] | Франция/европейская | 329 | 419 | 1 | 0,89 |
| [23] | Россия/европейская | 262 | 281 | 0,47 | 0,92 |
| [9] | Ирак/азиатская | 200 | 200 | 0,09 | 0,13 |
Таблица 2. Результаты метаанализа
| Группа | N | Случай (n) | Контроль (n) | I2 | M | ОШ (95% ДИ) | PI2 | PZ |
| Гомозиготная модель GG против AA | ||||||||
| Азиаты | 5 | 1349 | 1461 | 30 | F | 1,48 [1,23, 1,94] | 0,22 | 0,002 |
| Европеоиды | 7 | 2712 | 3099 | 0 | 1,89 [1,15, 1,90] | 0,44 | 0,02 | |
| Объединенная | 12 | 4061 | 4560 | 5 | 1,54 [1,23, 1,94] | 0,40 | 0,0002 | |
| Гетерозиготная модель GA против AA | ||||||||
| Азиаты | 5 | 2197 | 2627 | 62 | R | 1,03 [0,80, 1,34] | 0,03 | 0,81 |
| Европеоиды | 9 | 5000 | 5456 | 86 | 1,37 [0,89, 2,10] | <0,00001 | 0,15 | |
| Объединенная | 14 | 7197 | 8083 | 83 | 1,24 [0,95, 1,62] | <0,00001 | 0,12 | |
| Доминантная модель GA+GG против AA | ||||||||
| Азиаты | 5 | 2357 | 2769 | 60 | R | 0,98 [0,77, 1,25] | 0,04 | 0,87 |
| Европеоиды | 7 | 3431 | 3820 | 57 | 1,14 [0,88, 1,47] | 0,03 | 0,33 | |
| Объединенная | 12 | 5788 | 6589 | 63 | 1,07 [0,89, 1,29] | 0,002 | 0,42 | |
| Рецессивная модель GG против GA+AA | ||||||||
| Азиаты | 5 | 1933 | 2177 | 15 | F | 1,51 [1,18, 1,93] | 0,32 | 0,001 |
| Европеоиды | 8 | 3427 | 4263 | 27 | F | 0,07 [0,05, 0,10] | 0,21 | <0,00001 |
| Объединенная | 13 | 5360 | 6440 | 93 | R | 0,24 [0,09, 0,60] | <0,00001 | 0,002 |
| Аллельная G против A | ||||||||
| Азиаты | 5 | 4450 | 5070 | 68 | R | 1,17 [0,94, 1,45] | 0,01 | 0,15 |
| Европеоиды | 9 | 9691 | 10802 | 89 | 1,38 [0,89, 2,13] | <0,00001 | 0,15 | |
| Объединенная | 14 | 14141 | 15872 | 85 | 1,30 [1,02, 1,65] | <0,00001 | 0,03 | |
Примечание. F — фиксированная модель; R — модель случайного эффекта; I2 — показатель неоднородности выборки.
При подсчете в общей выборке пациентов и лиц контрольной группы риск колоректального рака был значительно выше у лиц, несущих генотип GG при расчете гомозиготной модели (ОШ=1,54, 95% ДИ 1,23—1,94, PZ=0,0002, PI2=0,40) (рис. 2). Для гетерозиготной, доминантной и рецессивной моделей не обнаружены статистически значимые ассоциации риска развития колоректального рака (ОШ=1,24, 95% ДИ 0,95—1,62, PZ=0,12, PI2=<0,00001; ОШ=1,07, 95% ДИ 0,89—1,29, PZ=0,42, PI2=0,002; ОШ=0,24, 95% ДИ 0,09—0,60, PZ=0,002, PI2=<0,00001 соответственно). Однако при анализе аллельной модели зафиксированы статистически значимые показатели (ОШ=1,30, 95% ДИ 1,02—1,65, PZ=0,03, PI2=<0,00001). При анализе гомозиготной модели в этнических группах азиатов и европеоидов найдены ассоциации риска развития колорекатального рака у лиц с генотипом GG (ОШ=1,48, 95% ДИ 1,23—1,94, PZ=0,002, PI2=0,22; ОШ=1,89, 95% ДИ 1,15—1,90, PZ=0,02, PI2=0,44 соответственно) (см. рис. 2). Кроме того, анализ рецессивной модели показал, что полиморфизм CYP1A1 Ile462Val был в значительной степени связан с риском развития колоректального рака у азиатов в отличие от европеоидной расы (ОШ=1,51, 95% ДИ 1,18—1,93, PZ=0,001, PI2=0,32; ОШ=0,07, 95% ДИ 0,05—0,10, PZ=0,00001, PI2=0,21).
Рис. 2. Результаты метаанализа ассоциации rs1048943 гена CYP1A1 с риском развития колоректального рака. Гомозиготная модель.
Систематическая ошибка публикации
Для оценки систематической ошибки публикации исследований использовали воронкообразный график и критерий Эггера (рис. 3). Воронкообразные графики были симметричными во всех моделях. Отсутствие асимметрии на графиках означает, что на результаты, полученные в этом метаанализе, ошибки публикаций не повлияли.
Рис. 3. График-воронка для теста систематической ошибки публикации. Гомозиготная модель.
Каждая точка представляет собой отдельное исследование для указанной ассоциации.
Обсуждение
В этом метаанализе мы всесторонне оценили связь между полиморфизмом rs1048943 гена CYP1A1 и риском развития колоректального рака в 14 исследованиях.
В настоящее время общепринятой парадигмой активации канцерогенов, опосредованной ферментом CYP1A1, является то, что CYP1A1 метаболизирует полициклические ароматические углеводороды в реактивные эпоксидные промежуточные соединения, которые могут ковалентно связываться с ДНК и затем индуцировать опухоли [24]. Полиморфизм rs1048943 CYP1A1 не только увеличивает риск возникновения рака, но и может привести к другим заболеваниям, таким как язвенный колит, колоректальная аденома, атеросклероз, инфаркт миокарда и т.д. [25, 26].
В 2014 г. группа исследователей из Польши оценила роль полиморфизмов генов ферментов, метаболизирующих ксенобиотики, в качестве возможных прогностических маркеров риска развития колоректального рака — ERCC1 Asp118Asn (rs11615), XPC i11C/A (rs2279017), XRCC3 Met241Thr (rs861539), CYP1A1 Ile462Val (rs1048943) и NAT2 A803G (rs1208). Только один из изученных полиморфизмов, вариант CYP1A1 Ile462Val (минорная аллель), оказался предполагаемым аллелем риска у больных спорадическим колоректальным раком, особенно у женщин старше 50 лет (ОШ 2,72, ДИ 1,43—5,14; p=1,14E-02) [27].
Поскольку рак представляет собой сложное полигенное заболевание, нередко один и тот же полиморфизм играет разные роли в предрасположенности к раку среди разных этнических групп [28]. При анализе подгрупп, стратифицированном по этническим группам, мы обнаружили, что полиморфизм CYP1A1 Ile462Val был в значительной степени связан с риском возникновения колоректального рака у азиатов в отличие от европеоидной расы.
Вместе с тем в метаанализе J.-Q. Jin и соавт., в который включено 13 исследований «случай — контроль» (5336 пациентов с диагностированным колоректальным раком, 6226 участников контрольной группы), пришли к выводу, что полиморфизм CYP1A1 Ile462Val может способствовать развитию колоректального рака как у азиатов, так и у европейцев [28].
Y. Zheng и соавт. проанализировали 14 исследований (6654 пациента с диагностированным колоректальным раком и 7859 участников контрольной группы). Они обнаружили статистически значимую связь между минорной аллелью CYP1A1 Ile462Val и повышенным риском развития колоректального рака (рецессивная модель: ОШ 1,45, 95% ДИ 1,16—1,81) [29].
J. Gil и соавт. установили, что дизайн исследования, особенно размер выборки, играет ключевую роль. Эффект полиморфизма CYP1A Ile462Val проявлялся только в объединенных группах (в меньших его не наблюдали) [27]. Это позволяет выдвинуть тезис, что перед определением размера выборки следует оценить мощность статистического теста; в противном случае значение редких минорных аллелей может быть упущено из виду.
Наше исследование имеет некоторые ограничения, которые необходимо учитывать при интерпретации результатов. Одним из ограничений этого метаанализа является то, что у нас не было дополнительных исходных данных, таких как возраст, масса тела, рост, статус курильщика, наличие диабета и т.д., которые также можно было бы включить в критерии расчета [30—33].
Выводы
Таким образом, на основании полученных результатов можно предположить, что полиморфизм CYP1A1 rs1048943 (Ile462Val) связан с риском развития колоректального рака в большей степени в популяции Азии. Необходимы дополнительные исследования с более крупными выборками в других этнических группах, чтобы опровергнуть или подтвердить текущие выводы.
Участие авторов: концепция и дизайн исследования — С.В. Тимофеева, О.И. Кит, И.А. Новикова; сбор и обработка материала — А.О. Ситковская, С.Ю. Филиппова; статистический анализ данных — С.В. Тимофеева, Е.А. Дженкова, Н.Н. Тимошкина; написание текста — А.В. Шапошников, О.Г. Ишонина, Е.В. Шалашная; редактирование — Ю.С. Шатова, А.Н. Шевченко.
Авторы заявляют об отсутствии конфликта интересов.