楊 琳 丁俊杰 周文浩

尿苷二磷酸葡萄糖醛酸轉(zhuǎn)移酶1A1(UGT1A1)是膽紅素在肝臟結(jié)合的關(guān)鍵酶，可使膽紅素與葡萄糖醛酸結(jié)合形成結(jié)合膽紅素,UGT1A1缺陷可導(dǎo)致非溶血性高未結(jié)合膽紅素血癥[1,2]。UGT1A1基因在啟動子及編碼區(qū)的不同多態(tài)性改變，可引起UGT1A1基因的表達減低或其酶的活性降低。其中在高加索人中最常見的UGT1A1基因的多態(tài)性是啟動子TATA盒正常序列A(TA)6TAA中插入一個額外的TA，稱為UGT1A1*28 ，即A (TA)6TAA to A (TA)7TAA[3]。在黃種人，編碼區(qū)的錯義突變，尤其是第一外顯子UGT1A1*6 G211A(GLY71ARG)最為常見[4]。UGT1A1基因的多態(tài)性亦可見于2、4和5外顯子等，但由于相關(guān)文獻較少，尚不能進行Meta分析。國內(nèi)外已有多項研究報道了UGT1A1基因 GLY71ARG多態(tài)性和TATA重復(fù)多態(tài)性與新生兒黃疸的關(guān)聯(lián)性，但單項研究的結(jié)果并不一致，同時有研究顯示，黃種人新生兒黃疸水平顯著高于高加索人種，黃種人可能存在新生兒黃疸的遺傳易感性[5]。為明確不同人群UGT1A1基因 GLY71ARG多態(tài)性和TATA重復(fù)多態(tài)性與新生兒黃疸的關(guān)聯(lián)性，本研究檢索UGT1A1基因GLY71AGR和TATA重復(fù)多態(tài)性與新生兒黃疸遺傳關(guān)聯(lián)性的相關(guān)文獻，采用Meta分析方法進行定量綜合，以期為新生兒黃疸的遺傳病因?qū)W提供有力的證據(jù)。

1 方法

1.1 文獻納入和排除標準 同時符合以下條件的文獻被納入：①新生兒病理性黃疸的診斷符合目前國內(nèi)外公認的定義[6～8]； ②研究設(shè)計為病例對照研究，病例組為新生兒黃疸；③文獻中能提取UGT1A1基因啟動子TATA和GLY71ARG基因型和(或)等位基因的頻數(shù)；④納入文獻研究對象的種族不限;⑤僅納入中英文文獻。

1.2 文獻檢索策略

1.2.1 數(shù)據(jù)庫 西文數(shù)據(jù)庫：PubMed、EMBASE、Ovid、Springer和Web of science；中文數(shù)據(jù)庫：中國期刊全文數(shù)據(jù)庫、維普中文科技期刊數(shù)據(jù)庫、萬方數(shù)據(jù)庫和中國生物醫(yī)學(xué)文獻數(shù)據(jù)庫。文獻檢索時間均從建庫至2010年2月。未手工檢索灰色文獻。

1.2.2 檢索策略 英文檢索式：(jaundice or hyperbilirubinemia)and(uridine diphosphate-glucuronosyl transferase 1A1 orUGT1A1 or UDP- glucuronosyl transferase)and(polymorphism)；中文檢索式：(黃疸 or 高膽紅素血癥)and(尿苷二磷酸葡萄糖醛酸轉(zhuǎn)移酶 orUGT1A1)and(新生兒 or 足月兒 or 嬰兒)。檢索語種不限。

1.3 納入和排除文獻 由楊琳按照納入和排除標準選擇文獻，如遇不確定的文獻與丁俊杰討論決定。

1.4 資料提取 按照預(yù)先設(shè)定的資料提取表，由楊琳提取和錄入數(shù)據(jù)。

1.4.1 研究背景和設(shè)計信息提取 包括作者、發(fā)表時間、國家、膽紅素水平和種族等，以及1.5項下文獻質(zhì)量評價的相關(guān)信息。

1.4.2 遺傳關(guān)聯(lián)性信息的提取 病例組和對照組的樣本量、GLY71ARG A/A、A/G和G/G基因型的頻數(shù)，等位基因A和G的頻數(shù)；TATA 7/7、7/6和6/6基因型的頻數(shù)，等位基因7和6的頻數(shù)。

1.5 文獻質(zhì)量評價標準 依據(jù)NHI-NHGRI研究工作組2007年制定的遺傳關(guān)聯(lián)性研究報告規(guī)范為基礎(chǔ)[9]，并依據(jù)文獻[10] 選取其中14條標準用于遺傳關(guān)聯(lián)性研究的質(zhì)量評價，包括：①計算把握度：對于前瞻性及回顧性研究行把握度計算，可評估Ⅱ類錯誤的概率；②對照組特征：對照組和病例組是否來自同一人群，并且充分描述了具備可重復(fù)性的特征；③病例組特征：人口學(xué)及臨床信息是否以文字或表格的形式描述，僅提供表型的定義標準是不充分的；④連鎖不平衡檢測：用于多態(tài)性的選擇和(或)結(jié)果的解釋；⑤多態(tài)性的鑒定：根據(jù)NCBI提供的序列準確鑒定多態(tài)性，僅提供擴增引物序列和(或)僅以之前的文獻為參考依據(jù)是不充分的；⑥計算錯誤率：是否以相同或其他方法重復(fù)了基因型檢測，以計算錯誤率；⑦Hardy-Weinberg平衡檢測：對照組是否進行了Hardy-Weinberg平衡檢測或提供的數(shù)據(jù)可進行Hardy-Weinberg平衡檢測；⑧盲法：對實驗者和結(jié)果評價人員是否實施盲法；⑨多重檢驗校正：研究位點較多時，存在Ⅰ類錯誤的概率被擴大，是否調(diào)整α水平來控制；⑩協(xié)變量調(diào)整：在協(xié)方差分析中是否進行協(xié)變量調(diào)整；危險因素分析：是否采用回歸模型對于其他相關(guān)危險因素進行回歸分析，得到不同危險因素的OR值及其95%CI；人群分層分析：根據(jù)獨立的多態(tài)性是否進行人群分層的評估和校正；重復(fù)性：是否在另外的獨立樣本中進行驗證；功能驗證性實驗：僅提供功能實驗的參考文獻是不充分的。每條標準以“是”(滿足此條標準)、“否”(不滿足)和“不清楚”(文獻未描述)評價。對進入分析的每篇文獻逐條進行評價，楊琳獨立評價文章質(zhì)量，如遇不確定的文獻與丁俊杰討論決定。

1.6 統(tǒng)計學(xué)方法 采用RevMan5.0軟件進行Meta分析。異質(zhì)性分析采用χ2檢驗，P≥0.1為研究間具同質(zhì)性，采用固定效應(yīng)模型描述；P<0.1為研究間具異質(zhì)性，采用隨機效應(yīng)模型表達。兩組基因型和等位基因頻率以O(shè)R及其95%CI表示。P<0.05為差異有統(tǒng)計學(xué)意義。采用漏斗圖檢驗是否存在發(fā)表偏倚。視進入分析文獻的人群分布考慮是否采用亞組分析，并根據(jù)異質(zhì)性檢驗結(jié)果行原因分析。

2 結(jié)果

2.1 納入文獻的一般情況 共檢索到相關(guān)文獻284篇，其中中文文獻18篇，英文文獻259篇，其他語種文獻7篇(法文文獻3篇，韓文文獻2篇，西班牙文文獻2篇)。通過閱讀摘要，有91篇文獻經(jīng)過初篩納入，進一步閱讀全文排除不滿足納入標準的文獻60篇。最終22篇文獻[11～32]僅入Meta分析(圖1)，其中英文文獻18篇，中文文獻4篇。

圖1 文獻篩選流程圖

Fig 1 Flow chart of article screening and selection process

納入文獻中病例組1 444例，對照組1 835例，納入文獻來自7個國家(中國[11～14，19，26，29]、日本[25,30～32]、泰國[17]、馬來西亞[15,20,22,24,27]、印度[16]、土耳其[21,23,28]和美國[18])。文獻[12,15,18,20,24,27,28,30～32]描述了納入研究人群的種族，文獻[18]詳細說明了人種組成，白種人64.1%，黑種人15.7%，西班牙和葡萄牙人10.5%，亞洲人6.5%，其他人種3.3%，但數(shù)據(jù)結(jié)果未按照種族分類。16篇文獻[11～13,15,16, 20～24,26～31]根據(jù)總膽紅素的峰值>220～342 μmol·L-1、文獻[14,25,32]根據(jù)日齡總膽紅素水平、文獻[17,18]根據(jù)總膽紅素高于P95、文獻[19]根據(jù)黃疸持續(xù)>28 d，總膽紅素>100 μmol·L-1診斷新生兒黃疸。13篇文獻[11～13,16,18～20,22,24,26～28,31]納入新生兒黃疸為間接膽紅素升高，9篇文獻[14,15,17,21,23,25,27,30,32]未說明，其中8篇文獻[14,15,17,21,23,25,30,32]除外引起直接膽紅素升高的病理性因素；除文獻[18,26,27]外，余19篇文獻納入對象均為不明原因黃疸。7篇文獻[12,13,15,21,25,26,29]以生理性黃疸新生兒為對照組，13篇文獻[14,16～20,22～24,27,28,30,31]以正常健康或無黃疸新生兒為對照組，文獻[11]以正?；蛞蚍窝?、臍炎入院新生兒為對照組，文獻[32]以健康成人為對照組。所有文獻均采用PCR擴增目的片段，然后再經(jīng)直接測序或限制性片段長度多態(tài)性檢測(RFLP)或單鏈構(gòu)像多態(tài)性檢測(SSCP)、等位基因特異性核苷酸雜交法(ASO)或?qū)崟r熒光定量PCR法進行UGT1A1基因位點多態(tài)性的檢測。15篇文獻[11～14,16,17,22,23,25,26,28～32]明確說明病例組與對照組基線具可比性，文獻[19]病例組與對照組性別差異有統(tǒng)計學(xué)意義，文獻[20]兩組孕周差異有統(tǒng)計學(xué)意義，文獻[15,18,21,24,27]未明確交代兩組的基線可比情況。納入文獻的一般情況見表1。

16篇文獻[12～14,17～20,22,24～27,29～32]報道了UGT1A1基因GLY71ARG多態(tài)性與新生兒黃疸的關(guān)聯(lián)性，基因型和等位基因頻率信息見表2。14篇文獻[11,15,16,18,19,21,23～26,28,29,31,32]報道了UGT1A1基因TATA重復(fù)多態(tài)性，基因型和等位基因頻率信息見表3。

2.2 文獻質(zhì)量評價 4篇文獻[16～18,20]根據(jù)等位基因的出現(xiàn)頻率及把握度進行了樣本量的計算；文獻[27,32]不能認為對照組與病例組來自同一人群；文獻[27]對照組特征描述不充分；12篇文獻[12～15,18,20,24,27,28,30～32]描述了病例組國家、地區(qū)、人種學(xué)信息及臨床資料；所有文獻均未進行連鎖不平衡分析；13篇文獻[12～17,20,22,24,26,27,29,31]給出了多態(tài)性的鑒定序列或測序結(jié)果圖，可以說明多態(tài)性的鑒定結(jié)果；6篇文獻[13,14,20,22,26，27]用相同或不同方法進行了基因型結(jié)果的檢測；文獻[19]所提供的數(shù)據(jù)不能進行Hardy-Weinberg平衡檢測，余文獻對照組均符合Hardy-Weinberg平衡；所有文獻均未描述是否采用盲法；納入文獻均未采用多個位點進行比較，不需行多重檢驗校正；僅文獻[12,26]進行了協(xié)變量調(diào)整；7篇文獻[14,16,17,19,20,24,26]進行了危險因素分析；所有文獻均未在數(shù)據(jù)分析時進行人群分層；所有文獻均未在其他人群中進行結(jié)果重復(fù)；文獻[15]進行了功能檢測，其余文獻未提及。文獻質(zhì)量評價結(jié)果見圖2。

表2 外顯子1 GLY71ARG多態(tài)性基因型頻率和等位基因頻率

表3 啟動子TATA重復(fù)多態(tài)性基因型頻率和等位基因頻率

Notes:NA: not available

圖2 納入22篇文獻的質(zhì)量評價結(jié)果

Fig 2 Quality of 22 included studies

Notes 1:power;2:controls characterization;3:case characterization;4: LD exploration;5:polymorphism identification;6:genotyping error check;7:Hardy-Weinberg equilibrium;8: blinding;9:multiple testing ;10:covariate adjusment;11:risks;12:population stratification adjustment;13:replication;14:functional study

2.3 Meta分析結(jié)果

2.3.1 人群分層分析的考慮 鑒于UGT1A1基因多態(tài)性具有人種差異，為考察不同人群GLY71ARG和TATA多態(tài)性與新生兒黃疸的關(guān)聯(lián)性，根據(jù)納入本文分析的22篇文獻的人群構(gòu)成情況，將中國和日本分別作為一個亞組，泰國和馬來西亞同處于南亞地區(qū)，合并后作為一個亞組；按照人種學(xué)分類，印度和土耳其人群屬于高加索人群，文獻[18]中以高加索人群為主(64.1%)，故進行合并作為高加索人群進行亞組分析。

2.3.2UGT1A1基因GLY71ARG多態(tài)性與新生兒黃疸的關(guān)聯(lián)性 16篇文獻[4,12～14,17～20,22,24～27,29～31]報道了GLY71ARG多態(tài)性與新生兒黃疸的關(guān)聯(lián)性，其中病例組956例，對照組1 553例。進行Egger′s回歸分析，并繪制漏斗圖，未見發(fā)表偏倚(圖3)。

圖3 GLY71ARG多態(tài)性發(fā)表偏倚的漏斗圖

Fig 3 Funnel plot for publication bias of GLY71ARG polymorphism

2.3.2.1 基因型A/A+G/A與新生兒黃疸的關(guān)聯(lián)性 異質(zhì)性檢驗P=0.83，研究間具有同質(zhì)性，采用固定效應(yīng)模型進行分析。Meta分析結(jié)果顯示，OR=2.79，95%CI：2.26～3.43，病例組與對照組基因型A/A+G/A頻率差異有統(tǒng)計學(xué)意義，P<0.000 01。進一步按人種進行亞組分析，6篇文獻[12～14,19,26,29]報道了中國人群的研究結(jié)果，Meta分析結(jié)果顯示，OR=2.84，95%CI：2.14～3.76，差異有統(tǒng)計學(xué)意義，P<0.000 01。4篇文獻[25,30～32]報道了日本人群的研究結(jié)果，Meta分析結(jié)果顯示，OR=3.22，95%CI：2.03～5.11，差異有統(tǒng)計學(xué)意義，P<0.000 01。5篇文獻[17,20,22,24,27]報道了馬來西亞和泰國人群的研究結(jié)果，Meta分析結(jié)果顯示，OR=2.41，95%CI：1.56～3.72，差異有統(tǒng)計學(xué)意義，P<0.000 1。文獻[18]報道了高加索人群的研究結(jié)果，Meta分析結(jié)果顯示，OR=1.98，95%CI：0.49～8.03，差異無統(tǒng)計學(xué)意義，P=0.34。提示A/A+G/A基因型與中國、日本、馬來西亞和泰國人群新生兒黃疸具有關(guān)聯(lián)性，與高加索人群新生兒黃疸無顯著關(guān)聯(lián)性(圖4)。

圖4 GLY71ARG基因型A/A/+G/A與新生兒黃疸關(guān)聯(lián)性的Meta分析

Fig 4 Meta analysis of the association between A/A+G/A genotype of GLY71ARG and hyperbilirubinemia in neonates

2.3.2.2 基因型A/A與新生兒黃疸的關(guān)聯(lián)性 異質(zhì)性檢驗P=0.71，研究間具有同質(zhì)性，采用固定效應(yīng)模型進行分析。Meta分析結(jié)果顯示，OR=7.05，95%CI：4.19～11.85，病例組與對照組基因型A/A頻率差異有統(tǒng)計學(xué)意義，P<0.000 01。進一步按人種進行亞組分析，6篇文獻[12～14,19,26,29]報道了中國人群的研究結(jié)果，Meta分析結(jié)果顯示，OR=6.47，95%CI：3.24～12.94，差異有統(tǒng)計學(xué)意義，P<0.000 01。4篇文獻[25,30～32]報道了日本人群的研究結(jié)果，Meta分析結(jié)果顯示，OR=3.08，95%CI：1.00～9.49，差異無統(tǒng)計學(xué)意義,P=0.05。5篇文獻[17,20,22,24,27]報道了馬來西亞和泰國人群的研究結(jié)果，Meta分析結(jié)果顯示，OR=21.01，95%CI：5.21～84.79，差異有統(tǒng)計學(xué)意義，P<0.000 1。文獻[18]報道了高加索人群的研究結(jié)果，Meta分析結(jié)果顯示，OR=5.89，95%CI：0.24～145.49，差異無統(tǒng)計學(xué)意義，P=0.28。提示基因型A/A與中國、馬來西亞和泰國人群新生兒黃疸有顯著關(guān)聯(lián)性，與日本和高加索人群新生兒黃疸無顯著關(guān)聯(lián)性(圖5)。

圖5 GLY71ARG基因型A/A與新生兒黃疸關(guān)聯(lián)性的Meta分析

Fig 5 Meta analysis of the association between A/A genotype of GLY71ARG and hyperbilirubinemia in neonates

2.3.2.3 A等位基因與新生兒黃疸的關(guān)聯(lián)性 異質(zhì)性檢驗P=0.90，研究間具有同質(zhì)性，采用固定模型進行分析。Meta分析結(jié)果顯示，OR=2.78，95%CI：2.33～3.31，病例組和對照組A等位基因頻率差異有統(tǒng)計學(xué)意義，P<0.000 01。按人種進行亞組分析，6篇文獻[12～14,19,26,29]報道中國人群的研究結(jié)果，Meta分析結(jié)果顯示，OR=2.82，95%CI：2.22～3.58，差異有統(tǒng)計學(xué)意義，P<0.000 01。4篇文獻[4,25,30,31]報道日本人群的研究結(jié)果，Meta分析結(jié)果顯示，OR=2.50，95%CI：1.72～3.62，差異有統(tǒng)計學(xué)意義，P<0.000 01。5篇文獻[17,20,22,24,27]報道馬來西亞和泰國人群的研究結(jié)果，Meta分析結(jié)果顯示，OR=3.01，95%CI：2.07～4.37，差異有統(tǒng)計學(xué)意義，P<0.000 01。文獻[18]報道了高加索人群的研究結(jié)果，OR=2.47，95%CI：0.66～9.25，差異無統(tǒng)計學(xué)意義，P=0.18。提示A等位基因與中國、日本、馬來西亞和泰國人群新生兒黃疸有顯著關(guān)聯(lián)性，與高加索人群新生兒黃疸無顯著關(guān)聯(lián)性(圖6)。

2.3.3UGT1A1基因TATA重復(fù)多態(tài)性與新生兒黃疸的關(guān)聯(lián)性 對TATA重復(fù)多態(tài)性與新生兒黃疸遺傳關(guān)聯(lián)性的文獻行Egger′s回歸分析，并繪制漏斗圖，提示存在發(fā)表偏倚(圖7)。

圖6 GLY71ARG A等位基因與新生兒黃疸關(guān)聯(lián)性的Meta分析

圖7 TATA重復(fù)多態(tài)性發(fā)表偏倚的漏斗圖

Fig 7 Funnel plot for publication bias of TATA

2.3.3.1 基因型7/7+6/7與新生兒黃疸的關(guān)聯(lián)性 異質(zhì)性檢驗P=0.002，研究間具異質(zhì)性，采用隨機模型進行分析。結(jié)果顯示，OR=0.83，95%CI：0.55～1.24，病例組與對照組基因型7/7+6/7頻率差異無統(tǒng)計學(xué)意義，P=0.36，提示TATA 7/7+6/7基因型與新生兒黃疸無顯著關(guān)聯(lián)性。按人種行亞組分析，4篇文獻[11,19,26,29]報道中國人群的研究結(jié)果，研究間具同質(zhì)性，OR=0.59，95%CI：0.36～0.96，對照組顯著高于病例組，P=0.03。3篇文獻[25,31,32]報道了日本人群的研究結(jié)果，研究間具同質(zhì)性，OR=0.15，95%CI：0.04～0.51，對照組顯著高于病例組，P=0.003。2篇文獻[15,24]報道了馬來西亞人群的研究結(jié)果，研究間具異質(zhì)性，OR=1.31，95%CI：0.59～2.92，差異無統(tǒng)計學(xué)意義，P=0.51。提示TATA基因型7/7+6/7與中國、日本和馬來西亞人群新生兒黃疸無顯著關(guān)聯(lián)性(圖8)。

5篇文獻[16,18,21,23,28]報道了高加索人群的研究結(jié)果，研究間具異質(zhì)性，Meta分析結(jié)果顯示，OR=1.18，95%CI：0.68～2.02，差異無統(tǒng)計學(xué)意義，P=0.56(圖8)。進一步分析異質(zhì)性產(chǎn)生的原因，剔除文獻[16](印度人群)，研究間具同質(zhì)性(P=0.78)，OR=0.97，95%CI：0.72～1.32，差異無統(tǒng)計學(xué)意義，P=0.86；提示TATA基因型7/7+6/7與非印度高加索人群新生兒黃疸無顯著關(guān)聯(lián)性；與印度人群新生兒黃疸有顯著關(guān)聯(lián)性，OR=3.81，95%CI：1.75～8.33，P=0.000 8(圖9)。

圖8 TATA基因型 7/7+6/7與新生兒黃疸關(guān)聯(lián)性的Meta分析

圖9 高加索人群TATA基因型 7/7+6/7與新生兒黃疸關(guān)聯(lián)性的敏感性分析

Fig9 Sensitivity analysis of the association between 7/7+6/7 genotype of TATA box and hyperbilirubinemia in Caucasian

2.3.3.2 基因型7/7與新生兒黃疸的關(guān)聯(lián)性 異質(zhì)性檢驗P=0.80，研究間具有同質(zhì)性，采用固定效應(yīng)模型進行分析。Meta分析結(jié)果顯示，OR=1.42，95%CI：0.92～2.19，病例組與對照組基因型7/7頻率差異無統(tǒng)計學(xué)意義，P=0.11，提示TATA基因型7/7與新生兒黃疸無顯著關(guān)聯(lián)性。進一步按人種行亞組分析，3篇文獻[11,26,29]報道了中國人群的研究結(jié)果，Meta分析結(jié)果顯示，OR=1.78，95%CI：0.11～28.69，差異無統(tǒng)計學(xué)意義，P=0.68。3篇文獻[25,31,32]報道了日本人群的研究結(jié)果，Meta分析結(jié)果顯示，OR=0.38，95%CI：0.04～3.56，差異無統(tǒng)計學(xué)意義，P=0.40。2篇文獻[15,24]報道了馬來西亞人群的研究結(jié)果，Meta分析結(jié)果顯示，OR=2.46，95%CI：0.46～13.06，差異無統(tǒng)計學(xué)意義，P=0.29。5篇文獻[16,18,21,23,28]報道了高加索人群的研究結(jié)果，Meta分析結(jié)果顯示，OR=1.45，95%CI：0.91～2.33，差異無統(tǒng)計學(xué)意義，P=0.12(圖10)。提示，中國、日本、馬來西亞和高加索人群TATA基因型7/7與新生兒黃疸均無顯著關(guān)聯(lián)性。

2.3.3.3 7等位基因與新生兒黃疸的關(guān)聯(lián)性 見圖11，異質(zhì)性檢驗P=0.002，研究間具異質(zhì)性，采用隨機效應(yīng)模型進行分析。Meta分析結(jié)果顯示，OR=0.90，95%CI：0.63～1.29，病例組與對照組7等位基因頻率差異無統(tǒng)計學(xué)意義，P=0.57。提示TATA 7等位基因與新生兒黃疸無顯著關(guān)聯(lián)性。進一步按人種行亞組分析。3篇文獻[11,26,29]報道中國人群的研究結(jié)果，研究間具同質(zhì)性，Meta分析結(jié)果顯示，OR=0.65，95%CI：0.35～1.21，差異無統(tǒng)計學(xué)意義，P=0.18。3篇文獻[25,31,32]報道了日本人群的研究結(jié)果，研究間具同質(zhì)性，Meta分析結(jié)果顯示，OR=0.15，95%CI：0.04～0.50，對照組顯著高于病例組，P=0.002。2篇文獻[15,24]報道了馬來西亞人群的研究結(jié)果，Meta分析結(jié)果顯示，OR=1.40，95%CI：0.59～3.29，差異無統(tǒng)計學(xué)意義，P=0.45(圖11)。提示TATA 7等位基因與中國、日本和馬來西亞人群新生兒黃疸無顯著關(guān)聯(lián)性。

圖10 TATA基因型7/7與新生兒黃疸關(guān)聯(lián)性的Meta分析

圖11 TATA 7等位基因與新生兒黃疸關(guān)聯(lián)性的Meta分析

Fig11 Meta analysis of the association between 7 allele of TATA box and hyperbilirubinemia in neonates

5篇文獻[16,18,21,23,28]報道了高加索人群的研究，研究間具異質(zhì)性，Meta分析結(jié)果顯示，OR=1.17，95%CI：0.80～1.69，差異無統(tǒng)計學(xué)意義，P=0.42(圖11)。分析異質(zhì)性產(chǎn)生的原因，剔除文獻[16](印度人群)，研究間具同質(zhì)性(P=0.53)，結(jié)果顯示，OR=1.07,95%CI:0.84～1.35,P=0.58，提示TATA 7等位基因與非印度高加索人群新生兒黃疸無顯著關(guān)聯(lián)性；與印度人群新生兒黃疸有顯著關(guān)聯(lián)性，OR=2.32，95%CI：1.36～3.97，P=0.002(圖12)。

圖12 高加索人群TATA 7等位基因與新生兒黃疸關(guān)聯(lián)性的敏感性分析

Fig12 Sensitivity analysis of the association between 7 allele of TATA box and hyperbilirubinemia in Caucasian

3 討論

3.1 納入文獻的質(zhì)量 目前對于RCT研究的Meta分析可采用Cochrane Handbook for Systematic Reviews of Interventions 5.0.2 的質(zhì)量評價標準對納入文獻的質(zhì)量進行評價；對于診斷性研究的Meta分析可采用Whiting 等[33]制訂的 QUADAS(quality assessment of diagnostic accuracy studies)14條標準評價文獻質(zhì)量。但對于遺傳關(guān)聯(lián)性的研究，目前尚無統(tǒng)一和公認的質(zhì)量評價體系；加強性報告遺傳學(xué)關(guān)聯(lián)研究(strengthening the reporting of genetic association studies，STREGA)寫作清單是目前國際公認的撰寫遺傳關(guān)聯(lián)性研究論文的規(guī)范，但其條目較多，評價費時，不適用于評價遺傳關(guān)聯(lián)性研究的質(zhì)量。本研究采用的評價方法是根據(jù)NHI-NHGRI研究工作組2007年制定的遺傳關(guān)聯(lián)性研究報告規(guī)范(發(fā)表于Nature)總結(jié)的關(guān)于遺傳關(guān)聯(lián)性研究的14條質(zhì)量評價方法，可操作性強，可客觀和全面評價遺傳關(guān)聯(lián)性的研究質(zhì)量。

本研究文獻質(zhì)量評價結(jié)果顯示：①研究設(shè)計和一般情況描述：僅4/22篇文獻進行了樣本量計算；1/22篇文獻對照組特征描述不充分；10/22篇文獻未描述病例組國家、地區(qū)、人種學(xué)信息及臨床資料。②實驗方法：13/22篇文獻給出了多態(tài)性的鑒定序列或測序結(jié)果圖；僅5/22篇文獻用相同或不同方法進行了基因型結(jié)果的檢測；所有文獻均未描述是否采用盲法。③統(tǒng)計學(xué)方法：所有文獻均未進行連鎖不平衡分析；僅1/22篇文獻所提供的數(shù)據(jù)不能進行Hardy-Weinberg平衡檢測；2/22篇文獻進行了協(xié)變量調(diào)整；7/22篇文獻進行了危險因素分析。④其他：所有文獻均未在其他人群中進行結(jié)果重復(fù)；僅1/22篇文獻進行了功能檢測。提示，本Meta分析納入的文獻在研究設(shè)計、實驗方法、統(tǒng)計學(xué)方法等方面與國際一流雜志對遺傳關(guān)聯(lián)性研究的要求相比存在一定的不足，文獻質(zhì)量總體上偏低。

3.2UGT1A1基因GLY71ARG和TATA多態(tài)性與新生兒黃疸的關(guān)聯(lián)性 本Meta分析結(jié)果顯示，中國、日本、馬來西亞和泰國人群GLY71ARG基因型A/A+G/A、等位基因A頻率在病例組與對照組間差異均有統(tǒng)計學(xué)意義，且研究間均具同質(zhì)性。提示UGT1A1基因第1外顯子nt211為純合或雜合A，與中國、日本、馬來西亞和泰國人群新生兒黃疸存在顯著關(guān)聯(lián)性。中國和日本人群TATA基因型7/7+6/7頻率在病例組與對照組間差異有統(tǒng)計學(xué)意義(病例組顯著低于對照組)，馬來西亞人群基因型7/7+6/7、7/7及等位基因7頻率在病例組與對照組間差異無統(tǒng)計學(xué)意義；且研究間均具同質(zhì)性，提示TATA重復(fù)多態(tài)性與新生兒黃疸無顯著關(guān)聯(lián)性。

高加索人群GLY71ARG基因型A/A+G/A、A/A及等位基因A頻率在病例組與對照組差異均無統(tǒng)計學(xué)意義，提示GLY71ARG多態(tài)性與高加索人群新生兒黃疸無顯著關(guān)聯(lián)性；但納入文獻僅1篇，樣本量較局限，因此尚不能下此結(jié)論。高加索人群TATA基因型7/7+6/7和等位基因7頻率的Meta分析存在顯著的異質(zhì)性，剔除印度人群后，各研究間均具同質(zhì)性；對于非印度高加索人群基因型7/7+6/7、7/7及等位基因7頻率在病例組與對照組間差異無統(tǒng)計學(xué)意義，提示與新生兒黃疸無關(guān)聯(lián)性；印度人群僅1篇文獻，雖然Meta分析結(jié)果提示TATA重復(fù)多態(tài)性與新生兒黃疸有關(guān)聯(lián)性，但結(jié)論不可靠，需進一步擴大樣本量后明確。

3.3 關(guān)于遺傳關(guān)聯(lián)性研究的建議 ①實驗設(shè)計：在研究設(shè)計最初應(yīng)進行樣本量的計算，明確把握度；全面清晰闡述病例組人種、臨床相關(guān)資料；對照組與病例組來源于同一人群，也應(yīng)具備相同人種及臨床資料；病例組與對照組間各項資料的匹配情況應(yīng)說明。②實驗方法：給出基因型檢測的序列或測序結(jié)果圖；用相同或者不同方法進行結(jié)果驗證；對實驗人員及結(jié)果評價人員應(yīng)采用盲法。③統(tǒng)計學(xué)方法：應(yīng)進行連鎖不平衡及Hardy-Weinberg平衡檢測；在數(shù)據(jù)分析時進行人群分層；對于多個位點比較采用多重檢測校正，調(diào)整α水平；采用協(xié)變量調(diào)整；進行危險因素的回歸分析，給出OR值及其95%CI。④其他：在其他人群中進行驗證，并進行功能學(xué)的研究。

3.4 本文的局限性和不足之處 ①納入文獻的質(zhì)量偏低，可能與本文所采用的證據(jù)評價標準晚于各研究及要求標準較高有關(guān)；②對于遺傳關(guān)聯(lián)性研究，雖然本文納入的總體樣本量病例組和對照組均有1 000余例，但樣本量仍較局限；③納入的部分文獻未詳細描述病例組和對照組的特征，因此在人群分層分析時無法完全按照種族分析；④關(guān)于GLY71ARG多態(tài)性研究的文獻中，涉及高加索人種及其他人種的文獻較少，符合納入標準的僅1篇，故而影響了這部分結(jié)果的可靠性；⑤對于中英文文獻，由于語言限制，未進行評價，僅納入中英文文獻，可能存在發(fā)表偏倚和語種偏倚；⑥在信息采集、文獻評價中主要以1名評價員進行，缺乏相互檢驗。

3.5 結(jié)論 現(xiàn)有證據(jù)表明，UGT1A1基因GLY71ARG多態(tài)性與中國、日本、馬來西亞和泰國人群新生兒黃疸有顯著關(guān)聯(lián)性；啟動子TATA重復(fù)多態(tài)性可能與印度人的新生兒黃疸有關(guān)聯(lián)性，與中國、日本、馬來西亞和泰國、非印度高加索人群新生兒黃疸無顯著關(guān)聯(lián)性。

致謝 新疆醫(yī)科大學(xué)公共衛(wèi)生學(xué)院嚴衛(wèi)麗教授給予本文方法學(xué)的指導(dǎo)。

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