白細(xì)胞介素-8基因啟動(dòng)子-251T＞A多態(tài)性與急性胰腺炎發(fā)病風(fēng)險(xiǎn)的Meta分析

劉建平 栗粟 孫雅軒

[摘要] 目的 統(tǒng)計(jì)分析白細(xì)胞介素-8（IL-8）基因啟動(dòng)子-251T>A多態(tài)性與急性胰腺炎（AP）發(fā)病風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系。 方法 對(duì)PubMed、Embase、Web of Science databases和萬方數(shù)據(jù)庫進(jìn)行系統(tǒng)檢索，檢索IL-8啟動(dòng)子-251T>A多態(tài)性和急性胰腺炎發(fā)病風(fēng)險(xiǎn)相關(guān)的文獻(xiàn)，文獻(xiàn)查找日期為1990年1月～2015年12月。 結(jié)果 最終有7篇文獻(xiàn)共計(jì)2282例病例納入本研究。其中AP組病例1013例，對(duì)照組病例1269例。在納入的總體中，IL-8啟動(dòng)子-251T>A多態(tài)性和AP發(fā)病風(fēng)險(xiǎn)相關(guān)（OR = 1.56，95%CI：1.14～2.13，P = 0.02）;在顯性模型中，A基因攜帶者會(huì)增加AP發(fā)病風(fēng)險(xiǎn)（OR = 1.44，95%CI：1.21～1.73，P = 0.01）;在隱性模型中，純合子AA基因型也會(huì)增加AP發(fā)病風(fēng)險(xiǎn)（OR = 1.65， 95%CI：1.13～2.41，P = 0.02）。亞組分析提示，IL-8啟動(dòng)子-251A多態(tài)性MAP隱性基因模型（OR = 2.01，95%CI：1.25～3.24，P = 0.025）和SAP所有基因模型（OR = 1.80，95%CI：1.43～2.26，P = 0.022;顯性模型OR = 2.17，95%CI：1.54～3.06，P = 0.014;隱性模型OR = 2.39，95%CI：1.49～3.81，P = 0.005）會(huì)增加與AP發(fā)病風(fēng)險(xiǎn)。 結(jié)論 IL-8基因啟動(dòng)子-251T>A多態(tài)性可能會(huì)增加AP的發(fā)病風(fēng)險(xiǎn)。但是考慮到本研究的局限性，需要有設(shè)計(jì)更完善、樣本量更大的研究來證實(shí)該結(jié)論。

[關(guān)鍵詞] 白細(xì)胞介素-8;急性胰腺炎;多態(tài)性;Meta分析

[中圖分類號(hào)] R576? ? ? ? ? [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼] A? ? ? ? ? [文章編號(hào)] 1673-7210（2019）01（a）-0068-06

急性胰腺炎（acute pancreatitis，AP）是由于胰腺腺泡細(xì)胞內(nèi)的胰酶被超前激活引發(fā)的一組急性炎癥性病變[1]。據(jù)初步估計(jì)，世界范圍內(nèi)AP的年發(fā)病率在（10～30）/10 000，盡管部分AP屬于輕癥AP（mild acute pancreatitis，MAP），但仍有25%～30%的AP會(huì)發(fā)展為重癥胰腺炎（severe acute pancreatitis，SAP），其往往伴發(fā)多器官功能障礙（mutiple organ disfunction，MODS）和高死亡率[2-6]。遺憾的是，目前AP發(fā)病的分子生物學(xué)機(jī)制仍不十分清楚。目前的研究已經(jīng)證實(shí)炎性反應(yīng)在AP的病理生理過程中發(fā)揮極重要的作用，這個(gè)過程包含大量的炎癥細(xì)胞特別是中性粒細(xì)胞和單核細(xì)胞的募集、定植和全身激活過程[7-8]。白細(xì)胞介素-8（IL-8）就是一種重要的炎性介質(zhì)，對(duì)中性粒細(xì)胞和嗜堿性粒細(xì)胞具有趨化作用，進(jìn)而對(duì)炎性反應(yīng)和免疫過程有調(diào)節(jié)作用[9]，并且在AP患者中IL-8水平也是顯著升高的[10]。IL-8基因啟動(dòng)子-251T>A多態(tài)性（rs4073）可以通過轉(zhuǎn)錄影響IL-8的表達(dá)水平[11]。近年來關(guān)于IL-8基因啟動(dòng)子-251T>A多態(tài)性與AP發(fā)病風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系的病例對(duì)照研究逐漸增多，但是這些研究的結(jié)果并不一致[12-18]。因此，本研究擬對(duì)IL-8基因啟動(dòng)子-251T>A多態(tài)性與AP發(fā)病風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系進(jìn)行Meta分析。

1 資料與方法

1.1 檢索策略

兩名研究人員對(duì)PubMed、Embase、Web of Science databases和萬方數(shù)據(jù)庫進(jìn)行系統(tǒng)檢索。檢索起止時(shí)間為1990年1月～2015年12月。所用英文關(guān)鍵詞（“interleukin-8”O(jiān)R“IL-8”O(jiān)R“cytokine”）AND（“polymorphism”O(jiān)R“polymorphisms”O(jiān)R“mutation”O(jiān)R“variant”O(jiān)R“variation”），中文關(guān)鍵詞（“白細(xì)胞介素-8”或“白介素-8”或“IL-8”）和（“多態(tài)性”或“突變”）和（“AP”或“胰腺炎”）。另外通過瀏覽相關(guān)參考文獻(xiàn)進(jìn)行補(bǔ)充檢索。

1.2 納入與排除標(biāo)準(zhǔn)

文獻(xiàn)納入標(biāo)準(zhǔn)：①關(guān)于IL-8基因啟動(dòng)子-251T>A多態(tài)性與AP發(fā)病風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系;②研究類型是病例對(duì)照研究;③病例組和對(duì)照組均有詳細(xì)的各基因型分布情況或通過文中數(shù)據(jù)可以推算出各基因型分布情況。排除標(biāo)準(zhǔn)：①綜述、評(píng)述類文獻(xiàn);②數(shù)據(jù)不全或通過聯(lián)系作者仍不能得到有效數(shù)據(jù);③重復(fù)文獻(xiàn)或前后文獻(xiàn)研究樣本有重疊的，納入樣本量較大、數(shù)據(jù)較全的文獻(xiàn)。

1.3 數(shù)據(jù)提取

兩名研究人員獨(dú)立提取納入文獻(xiàn)的如下信息：第一作者姓名、發(fā)表年份、所在國家、對(duì)照組來源、各型胰腺炎的基因型分布情況、對(duì)照組的Handy-Weinberg平衡檢驗(yàn)結(jié)果及資料（Handy-Weinberg equilibrium，HWE;P < 0.05認(rèn)為不滿足HWE平衡）。AP嚴(yán)重程度分級(jí)標(biāo)準(zhǔn)參照Ranson標(biāo)準(zhǔn)[12]，<3分為輕癥，≥3分為重癥。

1.4 質(zhì)量評(píng)價(jià)

對(duì)納入文獻(xiàn)采用NOS量表（Newcastle-Ottawa scale）進(jìn)行質(zhì)量評(píng)價(jià)，質(zhì)量評(píng)價(jià)結(jié)果在0～4分為低質(zhì)量研究，5～8分為高質(zhì)量研究。

1.5 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

采用Stata 12.0軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。IL-8基因啟動(dòng)子-251T>A多態(tài)性與AP發(fā)病風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系關(guān)聯(lián)強(qiáng)度的效應(yīng)值由比值比（odds ratio，OR）與相應(yīng)的95%可信區(qū)間（95%CI）表示。合并前，對(duì)納入文獻(xiàn)的異質(zhì)性進(jìn)行檢驗(yàn)，當(dāng)Cochrane Q統(tǒng)計(jì)值P < 0.10和I2 > 50%被認(rèn)為納入文獻(xiàn)間存在明顯異質(zhì)性，此時(shí)統(tǒng)計(jì)模型采用隨機(jī)效應(yīng)模型，否則采用固定效應(yīng)模型。亞組分析是按照AP的類型（MAP和SAP）分別按三種基因模型進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。此外Begg′s漏斗圖和Egger′s回歸分析被用來檢驗(yàn)發(fā)表偏倚。以P < 0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 納入文獻(xiàn)特征

按照檢索策略，共檢索出314篇文獻(xiàn)，經(jīng)查重除重，瀏覽題目、摘要和全文等環(huán)節(jié)后，最終有7篇文獻(xiàn)納入本Meta分析[12-18]（圖1）。這7篇納入文獻(xiàn)共包含AP病例1013例，對(duì)照病例1269例，其中1篇的研究人群是匈牙利人群[12]，剩余6篇均是在中國的研究[13-18]。對(duì)照組來源于社區(qū)的5篇[12-16]，來源于醫(yī)院的2篇[17-18]。對(duì)照組IL-8基因啟動(dòng)子-251T>A多態(tài)性不滿足Handy-Weinberg平衡的有3篇[14，17-18]。所納入的7篇文獻(xiàn)，經(jīng)NOS量表評(píng)分，最低分為5分，所有納入本研究的文獻(xiàn)均是高質(zhì)量文獻(xiàn)。見表1。

2.2 數(shù)據(jù)合成

在等位基因模型中，納入的7篇文獻(xiàn)間存在明顯異質(zhì)性（I2 = 82.6%，P = 0.00），所以采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行統(tǒng)計(jì)風(fēng)險(xiǎn)。對(duì)7篇文獻(xiàn)按等位基因模型進(jìn)行隨機(jī)效應(yīng)統(tǒng)計(jì)分析發(fā)現(xiàn)IL-8基因啟動(dòng)子-251T>A多態(tài)性與AP發(fā)病風(fēng)險(xiǎn)具有相關(guān)性（OR = 1.56，95%CI：1.14～2.13，P = 0.02）。見圖2。

在顯性模型中，納入文獻(xiàn)間無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的異質(zhì)性（I2 = 4.50%，P = 0.392）。按固定效應(yīng)模型進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析發(fā)現(xiàn)顯性模型中（AA+AT vs. TT）中A基因攜帶者會(huì)增加AP發(fā)病風(fēng)險(xiǎn)（OR = 1.44，95%CI：1.21～1.73，P = 0.01）。見圖3。

在隱性模型中，納入文獻(xiàn)間存在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的異質(zhì)性（I2 = 52.9%，P = 0.047）。按隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析發(fā)現(xiàn)純合子AA基因型也會(huì)增加AP發(fā)病風(fēng)險(xiǎn)（OR = 1.65，95%CI：1.13～2.41，P = 0.02）。見圖4。

亞組分析中，僅有5篇納入文獻(xiàn)[12-16]按AP嚴(yán)重程度分為MAP和SAP，并對(duì)各種亞組胰腺炎基因型分布作了詳盡描述（表1）。本研究分別對(duì)MAP和SAP按三種基因模型進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析發(fā)現(xiàn)，所有的亞組分析中文獻(xiàn)間均無明顯異質(zhì)性（I2 < 50%），都能按固定效應(yīng)模型進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。分析結(jié)果：只有MAP的等位基因模型和顯性模型提示IL-8基因啟動(dòng)子-251T>A多態(tài)性與AP發(fā)病風(fēng)險(xiǎn)無明顯相關(guān)性（P > 0.05）。MAP隱性基因模型和SAP所有基因模型均提示IL-8啟動(dòng)子-251T>A多態(tài)性與AP發(fā)病風(fēng)險(xiǎn)具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的相關(guān)性（均P < 0.05）。

2.3 發(fā)表偏倚

在總體分析過程中僅有顯性模型（AA+AT vs. TT）無明顯發(fā)表偏倚（Egger′s回歸分析P = 0.058），而等位基因模型和隱性模型中都可見明顯發(fā)表偏倚（等位基因模型：P = 0.034;隱性模型P = 0.006）。見圖5。所有亞組分析中都未發(fā)現(xiàn)明顯發(fā)表偏倚。見表2。

3 討論

近年來，關(guān)于炎癥介質(zhì)與AP發(fā)病風(fēng)險(xiǎn)的研究表明，AP所觸發(fā)的全身嚴(yán)重炎性反應(yīng)并不是單一媒介所介導(dǎo)的，而是有著錯(cuò)綜復(fù)雜的病理生理途徑，在這些途徑中，氧化應(yīng)激和細(xì)胞因子顯得尤為重要[19]。IL-8屬于COX2C亞家族中的炎癥介質(zhì)，參與炎癥急性期反應(yīng)的調(diào)節(jié)，研究表明IL-8基因啟動(dòng)子-251A等位基因可以通過轉(zhuǎn)錄調(diào)節(jié)上調(diào)IL-8的表達(dá)水平。故而對(duì)AP的發(fā)病和病情進(jìn)展有重要作用[20-21]。

2013年Yin等[22]對(duì)IL-8基因啟動(dòng)子-251T>A多態(tài)性與AP風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系進(jìn)行了系統(tǒng)評(píng)價(jià)，在總體分析中等位基因模型和顯性模型提示IL-8啟動(dòng)子-251T>A會(huì)增加AP發(fā)病風(fēng)險(xiǎn)，然而在隱性模型中沒有發(fā)現(xiàn)這種相關(guān)性。由于Yin等[22]當(dāng)時(shí)只納入了5篇文獻(xiàn)[12-16]，樣本量相對(duì)較少，故對(duì)該結(jié)論采信應(yīng)該持謹(jǐn)慎態(tài)度。

但本研究在Yin等[22]研究的基礎(chǔ)上又納入2篇新近發(fā)表的文獻(xiàn)[17-18]，相對(duì)擴(kuò)大了統(tǒng)計(jì)分析的樣本量。本研究得到了和Yin等[22]相似的結(jié)論，但是在本研究中的總體隱性模型IL-8啟動(dòng)子-251T>A多態(tài)性仍會(huì)增加AP風(fēng)險(xiǎn)（OR = 1.44，95%CI：1.21～1.73，P = 0.01），這進(jìn)一步提示IL-8啟動(dòng)子-251A等位基因是增加AP發(fā)病風(fēng)險(xiǎn)的重要危險(xiǎn)因素。

本研究的亞組分析是基于AP病情嚴(yán)重程度分組。但是基因多態(tài)性的分布及表達(dá)與人種和地域有著十分緊密的聯(lián)系。一般關(guān)于基因多態(tài)性的Meta分析都會(huì)按人種進(jìn)行區(qū)組分析。本研究之所以沒有按人種或地域區(qū)組進(jìn)行分析是因?yàn)榧{入7篇文獻(xiàn)中6篇都是在中國人群中開展的，僅1篇[12]在匈牙利人群開展，并且該研究中的對(duì)照組人群的IL-8基因型的分布與西歐人群的基因型分布相差甚大，反而和日本人群中的基因型分布相似[23]。所以在本研究中采用人種或地域進(jìn)行亞組分析意義不大。

本研究發(fā)現(xiàn)，在總體分析過程中無論等位基因是顯性模型還是隱性模型，納入文獻(xiàn)間的異質(zhì)性都非常顯著。但是在進(jìn)行亞組分析過程中，無論何種基因模型，納入文獻(xiàn)間都不存在明顯的異質(zhì)性。這是因?yàn)樵谶M(jìn)行亞組分析中排除了2篇文獻(xiàn)[17-18]，而這2篇文獻(xiàn)中的對(duì)照組的IL-8基因型的分布均不滿足Handy-Weinberg平衡。并且，該兩篇文獻(xiàn)的病例來源都是醫(yī)院，而其他文獻(xiàn)中對(duì)照組來源都是社區(qū)。所以在本研究中原始文獻(xiàn)的選擇偏倚等因素可能是造成了納入文獻(xiàn)間的異質(zhì)性的重要因素。

同Hofner等[12]發(fā)現(xiàn)相似，在亞組分析中本研究發(fā)現(xiàn)攜帶A等位基因型的個(gè)體發(fā)生SAP的風(fēng)險(xiǎn)更高，可是在SAP組中AA基因型的個(gè)體數(shù)量僅有34例（17.0%），由此可推測(cè)，IL-8啟動(dòng)子-251T>A也具有較高的IL-8表達(dá)能力。

在參考本研究的結(jié)果時(shí)需注意幾個(gè)局限之處：①相對(duì)較少的納入文獻(xiàn)和較小的樣本量，這可能影響統(tǒng)計(jì)效能;②在總體分析時(shí)，納入文獻(xiàn)間存在顯著異質(zhì)性，雖然使用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，但仍可能影響結(jié)果的準(zhǔn)確性;③AP屬于復(fù)雜性疾病，其發(fā)病因素包含了遺傳和環(huán)境等多個(gè)因素，本研究的結(jié)果未對(duì)其他混雜因素進(jìn)行調(diào)整，故對(duì)結(jié)果的解釋需謹(jǐn)慎。

綜上，基于目前Meta分析提示，IL-8基因啟動(dòng)子-251T>A多態(tài)性可能會(huì)增加AP的發(fā)病風(fēng)險(xiǎn)。但是考慮到本研究的局限性，需要設(shè)計(jì)更完善、樣本量更大的研究來證實(shí)該結(jié)論。

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（收稿日期：2018-04-13? 本文編輯：金? ?虹）