CAG重復長度與脊髓小腦性共濟失調3型發病年齡相關性的Meta分析

余立丹， 李海江， 孟 徐， 楊 丹， 陳 濤, 李 萌

脊髓小腦性共濟失調(spinocerebellar ataxias，SCAs)是一類由致病外顯子CAG重復序列擴增引起的以姿勢、步態、肢體的共濟失調伴多組功能障礙為特征的神經退行性疾病，屬于多聚谷氨酰胺(polyQ)疾病中的一種[1]。為單基因常染色體顯性遺傳。常于中年隱匿起病，緩慢進展。其為神經內科罕見疾病，但具有較高的病死率、病殘率，日益受到重視。

脊髓小腦性共濟失調3型(spinocerebellar ataxia type 3，SCA3)，即馬查多-約瑟夫病(Machado Joseph disease，MJD),是世界范圍內最常見的亞型[2,3]。SCAs疾病具有高度的遺傳和臨床異質性、及基因多效性，不同家族SCA3患者的臨床表現、基因重復長度及發病年齡不同，同一家族不同患者的臨床表現、基因重復長度及發病年齡也有差異。現普遍認為CAG重復長度與SCA3患者的發病年齡成負相關，而CAG重復長度解釋發病年齡變異性的比例不一，從50%～80%之間[4～6]。故為了有效評估CAG重復長度與SCA3患者發病年齡的相關性，本研究擬采用循證醫學Meta分析進行定量綜合效應分析以提供高質量的證據。

1 方法

1.1 納入與排除標準

1.1.1 納入標準：(1)國內外公開發表的參考文獻；(2)研究對象為SCA3患者，且符合Harding[7]診斷標準；(3)研究變量為發病年齡(發病年齡確定為患者或家屬首次注意到任何癥狀的年齡)和CAG重復長度；(4)結局為兩個變量之間的相關性，統計方法明確指出效應指標為Pearson相關系數r值且數據資料完整與樣本量n；(5)對同一人群重復發表文獻采用最新、最完整的數據；(6)文種為中、英文。

1.1.2 排除標準：(1)研究對象限制為SCA3中的成人型共濟失調型；(2)發病年齡要求為共濟失調出現時的年齡 ；(3)統計方法未明確相關系數r的計算方法，或r的計算方法為Spearson或線性回歸等；(4)相同或相似內容的重復研究采用其中之一。

1.2 檢索策略及結局指標 計算機檢索Pubmed、EMBASE、MEDLINE、ISI Web of Science、中國知網數據庫(CNXI)、重慶維普(VIP)數據庫和萬方數據庫等數據庫中相關的原始論文，檢索時限均為從建庫至2017年12月31日。英文檢索詞為：spinocerebellar ataxia type 3/Machado-Joseph disease/SCA3/MJD/CAG;中文檢索詞為：脊髓小腦性共濟失調3型/馬查多-約瑟夫病/SCA3/MJD/CAG。采用主題詞結合自由詞等檢索式檢索。收集有關CAG重復長度與SCA3患者發病年齡相關性的文獻，且兩者相關性需采用Pearson相關系數r值來表示，即r值作為綜合結局指標，r為負值表示發病年齡與CAG重復長度成負相關。并對檢索的文獻進行篩選。

1.3 資料提取 由兩名評價者通過閱讀相關文獻全文進行資料提取，包括：第一作者、出版年份、種族、線性相關系數的計算方法Pearson、樣本量、相關系數r、結論。

1.4 統計學分析 采用R軟件，以ZCOR及其95%可信區間(95%confidence interval，95%CI)作為合并效應值來評價CAG重復長度與SCA3發病年齡的相關性。分析前，采用公式①②③④將相關系數r值換算成fisher’s Z值和標準誤(standard error，SE)，再將fisher’s Z值和標準誤輸入R軟件Meta程序包進行分析。公式如下：

采用Q檢驗、I2檢驗[8]評價異質性，若P≥0.1，I2≤50%，認為具有同質性;若P<0.1，I2>50%，則存在統計學異質性，需采用隨機效應模型合并效應量，并采用敏感性分析評價Meta分析結果是否穩定、可靠[9]。采用Egger’s檢驗、Begg’s檢驗檢測發表偏倚。

2 結 果

2.1 文獻檢索流程和結果 根據檢索策略(見圖1)，檢索各數據庫，初檢到678篇文獻，通過篩選最終納入研究的文獻共11篇，其中英文文獻9篇，中文文獻2篇。納入文獻[20～31]基本情況(見表1)。

2.2 Meta分析

2.2.1 CAG重復長度與SCA3發病年齡相關性 CAG重復長度與SCA3發病年齡相關性Meta分析(見表2)：I2= 40.6%，P值為0.0701，存在中度異質性，故采用隨機效應模型，合并效應量ZCOR=-0.9980，其95%CI=(-1.14;-0.86)，P<0.0001。森林圖(見圖2)。

2.2.2 亞組分析 按樣本量、年份、種族進行亞組分析(見表3)：年份對CAG重復長度與SCA3發病年齡相關性有影響(P<0.01)；不同種族測出的相關系數也有差距，且能完全解釋異質性的來源(P<0.01)；CAG重復長度與SCA3發病年齡相關性隨著樣本量的增加而減少(P<0.01)。

2.2.3 敏感性分析及發表偏倚評估 進行敏感性分析，將對本研究有影響的文獻剔除后重新進行一次Meta分析，合并效應量前后變化不明顯[ZCOR=-0.97，95%CI=(-1.07;-0.86)，Z=-18.30，P<0.0001]，異質性無明顯變化(Q=11.67，P=0.3076，I2=14.3%)。發表偏倚評估采用漏斗圖繪制(見圖3)及Egger’s檢驗(P= 0.90)和Begg’s檢驗(P= 0.68)。

表1 入選文章基本情況

表2 CAG重復長度與SCA3發病年齡相關性Meta分析

表3 CAG重復長度與SCA3發病年齡相關性亞組分析結果

圖1 Meta分析文獻篩選流程圖

圖2 CAG重復長度與SCA3發病年齡相關性森林圖

圖3 CAG重復長度與SCA3發病年齡相關性漏斗圖

3 討 論

SCA3疾病發病機制尚不明確，但認為其發生與CAG重復長度有關。目前認為正常等位基因的CAG重復數在12～49之間，SCA3患者的CAG重復數在62～84之間[10,11]。眾多研究[12,13]提出，CAG重復長度與SCA3發病年齡成負相關，但CAG重復長度卻不能用于準確預測SCA3發病年齡。Moseley等[14]研究也證實：具有相同CAG重復長度的SCA3發病年齡有差異。后來的研究[15]也發現臨床表型正常的患者，其CAG重復數可達66～81次，同時，CAG重復數在后代中有增加的趨勢，而發病年齡在后代中有提前的跡象。

在許多研究中表示SCA3發病年齡不光與CAG重復長度有關，可能還受其他因素影響，如：蛋白質背景、家族或種族因素、遺傳或環境因素、基因多態性、基因純合性等[16～18]。

本研究結果可知，CAG重復長度與SCA3患者發病年齡成強烈負相關，與之前的研究結果相符，CAG重復長度占發病年齡變異的40.6%，與Peng研究[19]所給出的低于50%的比例相近。亞組分析示：隨著年份的增加，測出的相關系數值降低，可能是隨著基因學、遺傳學等學科的發展，研究方法有所提高。隨著樣本量的增加，測出的相關系數值降低，提示在未來的研究中應注意樣本量的影響；種族的不同，相關性有差異，造成此差異可能是由于基因型的多態性、環境因素等有關，本研究未能進一步驗證。敏感性分析結果顯示本研究的結果穩定，比較可信的。發表偏倚分析結果提示EggerP值大于0.05，且漏斗圖對稱性良好，本研究不存在發表偏倚。

本研究存在一定的不足：(1)因檢索條件和知識儲備有限，及對該類疾病前沿知識的缺乏、背景知識的短缺，可能會影響納入文獻的數量與質量；(2)本次Meta分析只針對國內外少數數據庫的檢索，檢索語種限制為英語和漢語，且只限于公開發表的文獻，而未納入其它語種、未公開發表或者正在進行的研究，可能會影響資料的全面性；(3)本研究只分析Pearson相關系數，而等級相關系數、回歸系數等未納入，可能存在一定的偏倚，而且納入的相關系數均為直線相關，未來研究還需考慮曲線相關性等問題。基于以上研究的局限性，期待更多高質量研究，對我們的研究結果進行全面、系統的補充。

總之，CAG重復長度與SCA3發病年齡存在強烈負相關，即CAG重復長度越長，SCA3發病年齡越小，CAG重復長度越短，SCA3發病年齡越大。CAG重復長度占SCA3發病年齡差異的40.6%，種族差異對SCA3發病年齡存在影響。未來需要有研究能夠進一步證實CAG重復擴增長度與SCA3疾病之間的關系，為防止SCA3疾病的發生和延緩病情發展提供有效的治療手段。