付洋 孔垂?jié)?/p>

組蛋白去乙酰化酶9(histone deacetylase 9，HDAC9)屬于組蛋白去乙?；讣易澧騛亞型，穿梭于細胞核和細胞質之間，是重要的表觀遺傳調節(jié)因子。在體內，HDAC9通過去除組蛋白或非組蛋白結構中的乙酰基，使其轉錄活性降低，同時HDAC9的N末端可結合多種轉錄因子，形成大分子蛋白質復合物調節(jié)細胞功能[1-3]。有研究證實，HDAC9異常與腫瘤的發(fā)生發(fā)展有密切關系，但在不同的腫瘤中HDAC9的表達和功能可能相反，從而造成不同的預后結局。本研究利用Meta分析對國內外的研究成果進行匯總，評估HDAC9的表達與惡性腫瘤預后之間的相關性。

材料與方法

一、文獻來源與檢索策略

計算機檢索PubMed、Embase、The Cochrane Library、中國期刊全文數據庫和萬方數據庫，搜集HDAC9與惡性腫瘤以及預后相關所有公開發(fā)表的病例對照研究，并以文獻回溯法為輔助，檢索年限均為建庫至2019年3月。英文檢索詞為：histone deacetylase 9、HDAC9、neoplasm、tumor、cancer和carcinoma；中文檢索詞包括組蛋白去乙?；?、腫瘤和癌癥。

二、納入標準

公開發(fā)表的HDAC9與惡性腫瘤之間相關性的病例對照研究；通過聚合酶鏈反應(polymerase chain reaction，PCR)或免疫組織化學(immunohistochemistry，IHC)檢測HDAC9的表達量，并將研究對象分為高表達組與低表達組；具有HDAC9表達和預后生存結果之間的分析。

三、排除標準

文章為綜述、病例報告或會議摘要；與惡性腫瘤無關的HDAC9研究；動物模型或細胞的研究；全文無法獲取。

四、數據提取

兩位研究人員獨立提取符合納入標準文獻中的數據，包括以下信息：第一作者姓名，出版年份，臨界值，國家，樣本量，結局，隨訪時間，腫瘤類別和檢測方法。如果沒有提供HDAC9表達的分組臨界值，樣本中HDAC9表達的平均值被認為是分組臨界值。此外，如果文中無法直接提取結局指標的風險比(hazard ratio，HR)，可通過Kaplan-Meier曲線利用Engauge Digitizer 4.1提取數據[4]。

五、文獻質量評價

利用NOS(Newcastle-Ottawa Scale)量表進行文獻質量評價(http：//www.ohri.ca/programs/clinical_epidemiology/oxford.asp)

表1 納入文獻主要特征及結果

注： BCP-ALL=急性B前體淋巴細胞白血病；ALL=急性淋巴細胞白血?。籖T-PCR=反轉錄 PCR；qRT-PCR=實時熒光定量PCR ；OS=總生存期；PFS=無進展生存期；EFS=無事件生存期；mOS=中位總生存期

六、統(tǒng)計學方法

使用Review Manager 5.3軟件進行Meta分析。匯集HR、OR與相應的95%可信區(qū)間用來評估HDAC9表達與惡性腫瘤預后的相關性。納入研究結果間的異質性采用χ2檢驗(檢驗水準α=0.1)，同時結合I2定量判斷異質性的大小。研究之間異質性顯著采用隨機效應模型，否則采用固定效應模型。如納入文獻數目≥10篇，采用漏斗圖、Egger檢驗等進行發(fā)表偏倚檢測，如納入文獻數目<10篇，不進行發(fā)表偏倚檢測。P<0.05為差異有統(tǒng)計學意義。

結 果

1.文獻基本情況：檢索PubMed、Embase、The Cochrane Library、中國期刊全文數據庫和萬方數據庫共獲得2824篇文獻，剔除重復文獻19篇，通過對文獻題目及摘要進行篩選，排除2780篇文獻。在剩余25篇文獻中，其中16篇因滿足排除標準被排除，1篇因最終的效應量無法合并被排除，8篇文獻被納入Meta分析[5-12]。納入文獻信息見表1。

2.HDAC9表達與惡性腫瘤病人性別相關性的Meta分析：對HDAC9表達與惡性腫瘤病人性別相關性進行分析，異質性檢驗I2=55%，應用隨機效應模型，結果表明男病人中HDAC9表達與女病人中HDAC9表達差異無統(tǒng)計學意義(OR 0.87，95%CI 0.22～3.40，P=0.84)。

3.HDAC9表達與惡性腫瘤病人淋巴結轉移相關性的Meta分析：對HDAC9表達與惡性腫瘤病人淋巴結轉移相關性進行分析，異質性檢驗I2=0%，應用固定效應模型，結果表明，淋巴結轉移病人中HDAC9表達高于未轉移病人(OR 2.25，95%CI 1.18～4.29，P=0.01)。

4.HDAC9表達與惡性腫瘤病人TNM分期相關性的Meta分析：對HDAC9表達與惡性腫瘤病人TNM分期相關性進行分析，異質性檢驗I2=66%，應用隨機效應模型，結果表明，TNM分期Ⅰ+Ⅱ期病人中HDAC9表達與Ⅲ+Ⅳ期病人中HDAC9表達差異無統(tǒng)計學意義(OR 0.55，95%CI 0.20～1.52，P=0.25)。

5.HDAC9表達與惡性腫瘤病人總生存期(overall survival，OS)相關性的Meta分析：HDAC9表達與惡性腫瘤病人總生存期相關性進行分析見圖1，異質性檢驗I2=78%，應用隨機效應模型，結果表明，具有低HDAC9表達的惡性腫瘤病人比高HDAC9表達的病人具有更好的總生存期(HR 2.51，95%CI 1.11～5.66，P=0.03)。

6、HDAC9表達與惡性腫瘤病人無進展生存期(progression-free survival，PFS)相關性的Meta分析：對HDAC9表達與惡性腫瘤病人PFS相關性進行分析見圖2。異質性檢驗I2=0%，應用固定效應模型，結果表明，HDAC9表達與惡性腫瘤病人PFS之間差異無統(tǒng)計學意義(HR 1.10，95%CI 0.97～1.26，P=0.14)。

圖1 HDAC9表達與惡性腫瘤病人總生存期比較的Meta分析

圖2 HDAC9與惡性腫瘤病人無進展生存期比較的Meta分析

7.HDAC9表達與惡性腫瘤病人無事件生存期(event-free survival，EFS)相關性的Meta分析：對HDAC9表達與惡性腫瘤病人EFS相關性進行分析，異質性檢驗I2=63%，應用隨機效應模型，結果表明，具有低HDAC9表達的惡性腫瘤病人比高HDAC9表達的病人具有更好的EFS(HR 10.61，95%CI 1.26～86.90，P=0.03)。

8.敏感性分析及發(fā)表偏倚：將各個研究逐步剔除進行敏感性分析，在HDAC9表達與惡性腫瘤病人性別相關性的Meta分析中，剔除Rastogi等[12]的研究后，異質性明顯降低(P=0.61，I2=0%)，采用固定效應模型合并后差異無統(tǒng)計學意義(OR 0.49，95%CI 0.19～1.28，P = 0.15)；在HDAC9表達與惡性腫瘤病人OS相關性的Meta分析中，剔除Zhou等[5]的研究后，異質性明顯降低(P=0.40，I2=0%)，采用固定效應模型合并后結果仍有統(tǒng)計學意義(HR 3.23，95%CI 1.92～5.42，P<0.01)；在HDAC9表達與惡性腫瘤病人TNM分期相關性的Meta分析中，剔除Rastogi等[12]的研究后，異質性明顯降低(P=0.61，I2=0%)，采用固定效應模型合并后差異由無統(tǒng)計學意義變?yōu)橛薪y(tǒng)計學意義(OR 0.33，95%CI 0.17～0.64，P<0.01)，說明該研究結果不穩(wěn)定，需要未來更多的研究結果進行合并。其余研究Meta分析結果未發(fā)生改變。

因本研究納入文獻數目<10篇，不進行發(fā)表偏倚檢測。

討 論

HDAC9位于染色體7p21，包括26個外顯子，在體內參與調節(jié)炎癥反應、細胞凋亡和血管生成等功能[13]。Zhao等[14]研究發(fā)現，骨肉瘤中高表達的HDAC9通過抑制p53活性促進腫瘤細胞的增殖和侵襲能力。Rastogi等[12]研究證實，過度表達的HDAC9通過作用于肌肉增強因子2D(myocyteenhancer factor，MEF2D)產生抑制凋亡作用導致口腔鱗癌的發(fā)生。然而，Okudela等[15]研究提示，HDAC9的表達在肺腺癌中顯著下降并抑制細胞增殖，具體機制尚不清楚?；谏鲜鲅芯拷Y果，推測HDAC9在惡性腫瘤病人中可能存在潛在的預后價值。HDAC9作為腫瘤標志物的作用尚需進一步研究。

本研究利用Meta分析研究了HDAC9在惡性腫瘤病人預后評估中的價值，發(fā)現HDAC9高表達與病人性別和TNM分期均無關，與淋巴結轉移相關。 HDAC9低表達病人比高HDAC9表達病人具有更好的OS與EFS，但是HDAC9表達與惡性腫瘤病人PFS之間不具有統(tǒng)計學差異。因此，臨床醫(yī)生應該對HDAC9高表達的惡性腫瘤病人提高重視。

本研究存在以下局限性：(1)納入研究較少，且未納入灰色文獻，存在一定發(fā)表偏倚；(2)惡性腫瘤的種類和數量較少；(3)HDAC9高表達與低表達臨界標準各不相同；(5)部分文獻數據由軟件提取，精確性降低；(6)納入研究間異質性較大，異質性來源可能包括國家、種族不同；腫瘤類型不同以及HDAC9表達臨界值標準不同。

綜上所述，HDAC9的高表達是惡性腫瘤病人不良預后的危險因素，可作惡性腫瘤預后不良的預測因子。