周 青 劉帥妹 張瑞金 石 慧 林 寧 吳玉璘

江蘇省衛(wèi)生健康發(fā)展研究中心(南京，210036)

育齡人群中不孕不育夫婦的發(fā)生率高達10%～15%，其中男性因素占40%～50%，嚴(yán)重影響人們生活質(zhì)量和家庭幸福[1]。超過50%的男性不育原因不明，為特發(fā)性男性不育[2-3]。研究發(fā)現(xiàn)，亞甲基四氫葉酸還原酶(5,10-MTHFR)基因多態(tài)性的發(fā)生，改變酶活性引起體內(nèi)葉酸代謝異常，產(chǎn)生高同型半胱氨酸血癥和DNA低甲基化，導(dǎo)致男性精子發(fā)生異常，功能受損而不育[4]。目前對MTHFR與中國男性不育的關(guān)系研究尚有爭議，為進一步評估兩者關(guān)系，本文基于先前諸多研究進行meta分析。

1 資料與方法

1.1 文獻檢索

利用中英文數(shù)據(jù)庫Pubmed、中國知網(wǎng)、萬方數(shù)據(jù)庫等，搜索有關(guān)MTHFR基因多態(tài)性與中國男性不育關(guān)系病例-對照研究文獻。搜索中文關(guān)鍵詞MTHFR(C677T)、亞甲基四氫葉酸還原酶、基因多態(tài)性、男性不育；英文搜索關(guān)鍵詞：MTHFR(C677T)、polymorphisms、methylenetetrahydrofolate reductase、male infertility。檢索時間從建庫至2020年12月18日，同時閱讀參考文獻進行追溯，使獲得的文獻盡可能詳盡，限定語種為中文和英文。

1.2 納入與排除標(biāo)準(zhǔn)

納入標(biāo)準(zhǔn)：①關(guān)于MTHFR(C677T)基因多態(tài)性與中國男性不育關(guān)系病例-對照研究；②研究對象為中國男性，且病例無輸精管缺如、泌尿生殖道感染、睪丸炎等疾?。虎蹖φ战M為健康男性，有自然生育史；④數(shù)據(jù)齊全包含CC、CT和TT在病例和對照兩組分布頻數(shù)；排除標(biāo)準(zhǔn)：①非中英文研究型文章；②數(shù)據(jù)重復(fù)和質(zhì)量不可靠的文章(NOS<5分)；③綜述類和meta分析類文章；④對照組基因型的分布不符合哈迪溫伯格(H-W)平衡定律，且影響結(jié)果穩(wěn)定性。

1.3 資料提取

兩位研究者分別按照納入標(biāo)準(zhǔn)和排除標(biāo)準(zhǔn)獨立進行文獻的篩選和資料的提取，遇到分歧可討論或與第3位經(jīng)驗豐富研究者進行協(xié)商。提取的資料包括發(fā)表時間、作者、地區(qū)、樣本量、基因分型方法、基因型的分布頻數(shù)。

1.4 文獻質(zhì)量評價

兩位研究者分別根據(jù)文獻質(zhì)量評價表(NOS)對納入文獻的方法學(xué)質(zhì)量進行評價，并交叉核對，總分為9分，NOS≥5分文獻質(zhì)量良好。

1.5 統(tǒng)計學(xué)分析

采用State軟件計算95%可信度區(qū)間(95%CI)和比值比(OR)，評估MTHFR(C677T)基因多態(tài)性與中國男性不育的關(guān)系。3種基因型包括CC、CT和TT，分別計算等位基因模型T比C、雜合比較模型CT比CC、純合比較模型TT比CC、顯性比較模型(CT+TT)比CC 和隱性比較模型TT比(CC+CT)。P<0.05具有統(tǒng)計學(xué)意義。采用I2和Q檢驗進行異質(zhì)性檢測，若I2<50%則采用固定效應(yīng)模型Mantel-Haenszel，反之采用隨機效應(yīng)模型DerSimonian和Laird合并OR值，且I2≥50%則表示存在明顯異質(zhì)性，需進行亞組分析和敏感性分析尋找異質(zhì)性的來源[5-6]。最后采用Egger線性回歸法和Begg秩相關(guān)法計算評估發(fā)表偏倚情況，P>0.05表示不存在發(fā)表偏倚[7]。

2 結(jié)果

2.1 文獻檢索

檢索中英文相關(guān)文獻共153篇，剔除重復(fù)數(shù)據(jù)11篇，獲得142篇。根據(jù)納入和排除標(biāo)準(zhǔn)，剔除12篇meta分析，9篇綜述，47篇研究外國人群文獻，54篇研究非MTHFR(C677T)位點文獻，1篇研究心臟病文獻，最終納入文獻共19篇[8-26]。見表1。

2.2 文獻質(zhì)量

19篇納入文獻質(zhì)量良好，NOS均≥5分，見表1。

表1 MTHFR(C677T)基因納入文獻的基本情況

2.3 文獻分析

T比C、TC比CC、TT比CC、TT比(CC+CT)和(TT+CT)比CC 5種遺傳基因模型結(jié)果分析提示MTHFR(C677T)基因多態(tài)性與中國男性不育發(fā)生存在明顯相關(guān)性。根據(jù)基因分型的方法分為熒光定量PCR、PCR-RFLP、PCR和其他(SNaPshot、Sequencing和Taqman-MGB)亞組進行行分析，前3組結(jié)果有統(tǒng)計學(xué)意義(P<0.05)，見表2。

表2 MTHFR (C677T)基因多態(tài)性與男性不育相關(guān)性分析

2.4 異質(zhì)性分析

MTHFR(C677T)純合比較模型TT比CC，等位基因模型T比C，顯性比較模型(CT+TT)比CC，隱性比較模型TT比(CC+CT) ，I2>50%表示存在高度異質(zhì)性，采用隨機效應(yīng)模型進行合并計算，并通過基因分型方法進行亞組分析發(fā)現(xiàn)，TT比CC模型異質(zhì)性主要來源于PCR組，T比C 模型異質(zhì)性主要來源于PCR-RFLP、PCR和熒光定量PCR組，TT比(CC+CT) 模型異質(zhì)性主要來源于PCR-RFLP，(TT+CT) vsCC 模型異質(zhì)性來源于PCR和熒光定量PCR。

2.5 敏感性分析

通過敏感性分析一一剔除文獻重新合并計算，發(fā)現(xiàn)Xie 等[23]報道的文獻是主要的異質(zhì)性來源，剔除后異質(zhì)性下降，I2<50%。剔除不符合哈迪溫伯格平衡的胡斐等[18]報道文獻，重新合并計算各模型效應(yīng)量無明顯改變。

2.6 發(fā)表偏倚

通過Begg漏斗圖和Egger線性回歸法，5種基因遺傳模型的漏斗圖均對稱，且Egger檢驗結(jié)果P>0.05，說明不存在發(fā)表偏倚。見表3和圖1。

表3 MTHFR(C677T)基因多態(tài)位點Egger檢驗結(jié)果

圖1 MTHFR(C677T)基因多態(tài)性漏斗圖(T比C)

3 討論

近年來，研究顯示MTHFR基因多態(tài)性的發(fā)生會增大男性不育的風(fēng)險，然而由于研究方法、地域差異和樣本量不同等原因，導(dǎo)致結(jié)果不一致。

本研究共納入19篇文獻，觀察組和對照組分別為5602例和4521例，5種遺傳模型結(jié)果顯示MTHFR(C677T)基因多態(tài)性發(fā)生與中國男性不育存在明顯相關(guān)性，與Ren等[27]報道結(jié)果一致。按照基因分型方法進行亞組分析發(fā)現(xiàn)，熒光定量PCR、PCR-RFLP和PCR 結(jié)果均提示MTHFR(C677T)基因多態(tài)性發(fā)生增加中國男性不育的風(fēng)險，而其他組結(jié)果提示不存在相關(guān)性，可能是因為不同實驗方法對基因分型結(jié)果存在影響，導(dǎo)致異質(zhì)性較大。敏感性分析發(fā)現(xiàn)Xie 等[23]報道的文獻是主要的異質(zhì)性來源。對納入文獻進行哈迪溫伯格平衡檢驗，發(fā)現(xiàn)胡斐等[18]報道文獻不符合哈迪溫伯格平衡定律，剔除該文獻重新合并計算，5種遺傳模型合并效應(yīng)量無明顯改變。通過Begg漏斗圖和Egger檢驗，5種遺傳模型漏斗圖均對稱，且P>0.05，說明不存在發(fā)表偏倚，結(jié)果可靠。

本次研究尚有不足：樣本量太小，研究人群局限于中國漢族男性，研究人群葉酸攝入量、各地區(qū)生活環(huán)境、飲食習(xí)慣、納入人群吸煙情況以及年齡等信息無法獲取，對結(jié)果均可能產(chǎn)生影響。

綜上所述，MTHFR(C677T)基因多態(tài)性可能會增加中國男性不育的風(fēng)險。MTHFR基因多態(tài)性與中國男性不育的關(guān)系還需擴大樣本量，對全國不同民族、地區(qū)、生活環(huán)境以及飲食習(xí)慣等進一步研究，以為臨床提供更可靠數(shù)據(jù)。