中國人群結直腸癌UGT1A1*6基因多態性與伊立替康療效及不良反應的Meta分析

姜 瑞， 朱曉蕓， 馬 欣， 楊 綱

1.甘肅省人民醫院消化科，甘肅 蘭州 730030；2.甘肅省人民醫院內鏡診療中心

伊立替康(Irinotecan, IRI)為半合成水溶性喜樹堿類衍生物，其代謝產物SN-38(7-乙基-10-羥喜樹堿)為DNA拓撲異構酶Ⅰ抑制劑。它可通過引起DNA單鏈斷裂，阻止DNA復制及抑制RNA合成等干擾腫瘤細胞代謝[1]。目前，臨床已用于治療多種癌癥，如胃癌、結直腸癌、肺癌、婦科癌癥等，是抑制拓撲異構酶I的重要抗癌藥物之一[2]。但受其治療的患者療效存在一定的差異，偶爾也會出現一些無法避免的如中性粒細胞減少、遲發性腹瀉等不良反應，這將在一定程度上限制該藥物的臨床應用[3-4]。

尿苷二磷酸葡萄糖醛酸轉移酶1A1(uridine diphosphate glucuronide transferase 1A1, UGT1A1)是參與IRI在人體內失活代謝的最重要的酶，它可將IRI的活性產物SN-38(7-乙基-10-羥喜樹堿)轉變為糖化SN-38(SN-38G)，其與IRI的療效及毒性有關[5-6]。UGT1A1可有多種突變位點，其中UGT1A1*6和UGT1A1*28的遺傳多樣性對IRI影響更為顯著，且不同種族人群存在一定的差異。近年來有學者陸續發現UGT1A1基因多態性能預測IRI化療引起的相關毒性[7]，但有研究結果與之相反[8]，也有研究表明其能預測毒性反應，但不能預測其療效[1]。因此，UGT1A1基因多態性能否作為IRI療效及不良反應預測指標尚待研究。本研究采用Meta分析方法對中國人群結直腸癌UGT1A1*6基因多態性與IRI療效及毒性反應進行分析，旨在為臨床醫師選擇藥物提供更可信的循證醫學證據，進而達到精準化、個體化治療。

1 資料與方法

1.1 檢索策略采用主題詞和自由詞相結合的方式，通過計算機檢索PubMed、Embase、The Cochrane Library(2020年2期)、中國生物醫學文獻數據庫、中國知網學術總庫、萬方數據庫和維普中文科技期刊數據庫，查找國內外公開發表的關于UGT1A1*6基因多態性與IRI治療結直腸癌療效及不良反應的研究，檢索時限為建庫至2020年2月。中文檢索詞包括結直腸癌、結直腸腫瘤、尿苷二磷酸葡萄糖醛酸轉移酶1A1、伊立替康、基因多態性；英文檢索詞包括Colorectal neoplasms、Colorectal tumors、Uridine diphosphate glucuronide transferase 1A1、UGT1A1、Irinotecan、Gene polymorphisms。

1.2 納入及排除標準

1.2.1 納入標準：(1)研究類型：基于人關于UGT1A1基因多態性與IRI療效及不良反應的研究；(2)研究對象：經病理學或細胞學證實的中國結直腸癌患者；(3)暴露因素：UGT1A1基因突變；(4)研究資料完整，均供計算效應指標OR及95%CI，研究結果涉及療效或相關毒性反應。

1.2.2 排除標準：(1)動物實驗；(2)無法獲取相關有效數據的文獻或原始數據不完整且不能通過計算獲得；(3)與研究目的無關的文獻；(4)同一研究結果重復發表的文獻；(5)會議摘要類、專家推薦、綜述、會議報道、病例報道、編者評論、指南等文獻；(6)非中、英文文獻。

1.3 文獻篩選、資料提取及質量評價

1.3.1 文獻篩選與資料提?。河?位研究者根據納入標準及排除標準獨立篩選文獻、提取資料，如果不能達成統一意見則與第三名研究者討論決定。資料提取內容包括：(1)納入研究的基本信息，包括研究題目、第一作者、發表雜志及時間等；(2)研究對象的基線特征，包括地區、種族、性別、患者例數、測定基因型的方法、UGT1A1*6多態性、化療方案、IRI劑量、療效反應標準、毒性標準等；(3)偏倚風險評價的關鍵要素等。

1.3.2 文獻質量評價：采用NOS量表(Newcastle-Ottawa Scale)評價納入研究的偏倚風險[9]，其通過研究對象的選擇、組間可比性及暴露因素3個方面共8個條目對納入研究進行評分，滿分為9分，0～3分為低質量研究，4～6分為中質量研究，7～9分為高質量研究。

1.4 療效及不良反應評價標準療效按實體腫瘤療效評價標準RE-CIST 1.1版進行評價[10]。不良反應按照美國國立癌癥研究所常見毒性分級標準4.0版(NCI-CTC 4.0)進行分級評估[11]。

1.5 統計學分析采用Stata 12.0軟件進行Meta分析，合并效應量OR及其95%CI，評價UGT1A1基因多態性與IRI療效及不良反應之間的相關性：(1)等位基因模型(GvsA)；(2)顯性基因模型(GG+GAvsAA)；(3)隱性基因模型(GGvsAA+GA)；(4)純合子模型(GGvsAA)；(5)雜合子模型(GAvsAA)。通過Q檢驗和I2值分析各研究間的異質性，當PQ>0.10且I2<50%，說明各研究間一致性良好或異質性較低，采用固定效應模型，反之則采用隨機效應模型[12-13]。采用Begg檢驗和漏斗圖分析潛在發表偏倚，P<0.05為差異有統計學意義[14]。對Meta分析結果進行敏感性分析，通過依次排除單個研究后，重新計算合并效應量，檢驗各基因模型在病例組及對照組間的差異是否具有統計學意義。

2 結果

2.1 文獻檢索結果文獻檢索結果及檢索流程如圖1所示。初檢出相關文獻935篇：PubMed(n=229)、Embase(n=298)、The Cochrane Library(n=71)、Web of Science(n=216)、CNKI(n=35)、萬方數據庫(n=68)、維普數據庫(n=18)，采用EndNote 軟件剔除重復文獻432篇，閱讀后排除475篇，最終共有28篇文獻[5,15-41]納入分析。納入研究的基本特征及偏倚風險評價結果如表1所示。

圖1 文獻檢索流程圖Fig 1 Flow chart of literature search

表1 納入研究的基線特征Tab 1 Characteristics and methodological quality of involved studies

續表1

2.2 Meta分析結果

2.2.1 療效評價：根據實體瘤的療效評估標準(RECIST 1.1)，分為完全緩解(complete response，CR)、部分緩解(partial response，PR)、疾病穩定(stable disease，SD)和疾病進展(progressive disease，PD)。我們選擇緩解率(RR=CR + PR)和疾病控制率(DCR= CR+PR+SD)來評價UGT1A1*6基因多態性與IRI療效。

(1)UGT1A1*6與RR的Meta分析結果：在UGT1A1*6基因多態性與RR的Meta分析中，共納入19篇[5, 15-32]文獻，其中有1篇[5]文獻分析了兩組不同的人群，因此最終按20項研究納入分析。其中，有13項研究只總結了GA+AA基因型例數，故在隱性基因模型(GGvsAA+GA)中對所有研究進行分析，在等位基因模型(GvsA)、純合子模型(GGvsAA)、雜合子模型(GAvsAA)、顯性基因模型(GG+GAvsAA)中只對7項研究進行了分析。分析結果發現，在5種不同的基因模型中差異均無統計學意義(P>0.05)(見圖2)，統計結果及異質性檢驗結果分別列于表2、表3中。

表2 UGT1A1*6基因多態性在IRI治療結直腸腫瘤中臨床療效及毒性反應的Meta分析結果Tab 2 Meta-analysis results of the clinical efficacy and toxicity of UGT1A1*6 gene polymorphism in IRI treatment of colorectal tumors

表3 UGT1A1*6基因多態性在IRI治療結直腸腫瘤中臨床療效及毒性反應的異質性評價Tab 3 Heterogeneity of UGT1A1*6 genetic polymorphisms in the clinical efficacy and toxicity of IRI in colorectal tumors

注：A：等位基因模型(G vs A)；B：純合子模型(GG vs AA)；C：雜合子模型(GA vs AA)；D：顯性基因模型(GG+GA vs AA)；E：隱性基因模型(GG vs GA+AA)。

(2)UGT1A1*6基因多態性與DCR的關系：有16篇[5, 15-17, 19-21, 25, 27-34]文獻分別描述了UGT1A1*6基因多態性與DCR的關系，其中有1篇[5]文獻納入了兩組不同人群，在分析時合并17項研究。在這些研究中，有5項研究分別列出了不同基因型的例數，另外12項研究只總結了GA+AA基因型例數。因此，在等位基因模型(GvsA)、純合子模型(GGvsAA)、雜合子模型(GAvsAA)、顯性基因模型(GG+GAvsAA)中對5項研究進行分析，在隱性基因模型(GGvsAA+GA)中共有17項研究納入了分析。結果分析發現，在5種不同的模型中差異均無統計學意義(P>0.05)(見圖3)。統計結果及異質性檢驗結果如表2、表3所示。

注：A：等位基因模型(G vs A)；B：純合子模型(GG vs AA)；C：雜合子模型(GA vs AA)；D：顯性基因模型(GG+GA vs AA)；E：隱性基因模型(GG vs AA+GA)。

2.2.2 毒性反應評價：(1)UGT1A1*6基因多態性與嚴重粒細胞減少發生率的相關性：有27篇[5, 16-41]文獻描述了UGT1A1*6基因多態性與嚴重粒細胞減少發生率的關系，有1篇[5]文獻描述納入了兩個不同人群，被視為兩項不同研究，因而共有28項研究納入分析。由于14項研究未能分別給出GA、AA的例數，因而只在隱性基因模型納入了28項研究進行分析，而在其他模型中只對14篇文獻進行了分析，分析結果發現：(1)在等位基因模型(GvsA)中，各研究間無明顯異質性(I2=37.8%，P=0.075)，故采用了固定效應模型，結果顯示等位基因G較等位基因A在結直腸腫瘤使用IRI化療過程中出現嚴重粒細胞減少的發生率低，差異有統計學意義(OR=0.61，95%CI：0.51～0.73，P=0.00)；(2)在純合子模型(GGvsAA)中，各研究間無明顯異質性(I2=0，P=0.843)，采用了固定效應模型合并效應統計量，結果發現GG基因型較AA基因型在結直腸腫瘤使用IRI化療過程中出現嚴重粒細胞減少的發生率低，差異有統計學意義(OR=0.34，95%CI：0.22～0.53，P=0.00)；(3)在雜合子模型(GAvsAA)中，不同研究間無明顯異質性(I2=0，P=0.928)，合并效應統計量后發現GA基因型較AA基因型在結直腸腫瘤使用IRI化療過程中出現嚴重粒細胞減少的發生率低，差異有統計學意義(OR=0.55，95%CI：0.34～0.88，P=0.01)；(4)在顯性基因模型(GG+GAvsAA)中，研究間未發現明顯異質性(I2=0，P=0.916)，采用固定效應模型合并效應統計量，合并后發現GG+GA基因型較AA基因型在結直腸腫瘤使用IRI化療過程中出現嚴重粒細胞減少的發生率低，差異有統計學意義(OR=0.39，95%CI：0.25～0.61，P=0.00)；(5)在隱性基因模型(GGvsAA+GA)中，異質性研究發現，研究間存在異質性(I2=50.7%，P=0.001)，故采用了隨機效應模型，結果分析發現，GG基因型較AA+GA基因型在結直腸腫瘤使用伊立替康化療過程中出現嚴重粒細胞減少的發生率低，差異有統計學意義(OR=0.41，95%CI：0.30～0.56，P=0.00)；在進行敏感性分析時，未發現存在明顯異質性的研究，因而結果可靠(見圖4)。統計結果及異質性檢驗結果如表2、表3所示。

注：A：等位基因模型(G vs A)；B：純合子模型(GG vs AA)；C：雜合子模型(GA vs AA)；D：顯性基因模型(GG+GA vs AA)；E：隱性基因模型(GG vs AA+GA)。

(2)UGT1A1*6基因多態性與腹瀉發生率的相關性：有25篇[5, 15-22, 24-32, 34, 35, 37-40]文獻描述了UGT1A1*6基因多態性與腹瀉發生率的關系，有1篇[5]文獻描述納入了兩個不同人群，因而被視為兩項不同的研究，因而共有26項研究納入分析。由于14項研究未能分別給出GA、AA的例數，因而除隱性基因模型外的其他4種模型中只對12篇文獻進行了分析，在隱性基因模型納入了26項研究進行了分析。分析結果發現：(1)在等位基因模型(GvsA)中，研究間存在異質性(I2=61.7%，P=0.002)，故采用了隨機效應模型，結果顯示等位基因G較等位基因A在結直腸腫瘤使用伊立替康化療過程中出現腹瀉的發生率低，差異有統計學意義(OR=0.45，95%CI：0.31～0.66，P=0.00)。在進行敏感性分析時，發現有1篇文獻[36]存在明顯異質性，去除后采用固定效應模型再次分析，結果顯示，差異仍有統計學意義(OR=0.41，95%CI：0.32～0.53，P=0.00)；(2)在純合子?？谛?GGvsAA)中，各研究間無明顯異質性(I2=0，P=0.743)，采用了固定效應模型合并效應統計量，結果發現GG基因型較AA基因型在結直腸腫瘤使用IRI化療過程中出現腹瀉的發生率低，差異有統計學意義(OR=0.37，95%CI：0.21～0.63，P=0.00)；(3)在雜合子模型(GAvsAA)中，不同研究間無明顯異質性(I2=0，P=0.968)，合并效應統計量后發現GA基因型和AA基因型在結直腸腫瘤使用IRI化療過程中出現腹瀉的發生率差異無統計學意義(OR=0.64，95%CI：0.35～1.15，P=0.14)；(4)在顯性基因模型(GG+GAvsAA)中，研究間未發現明顯異質性(I2=0，P=0.933)，采用固定效應模型合并效應統計量，合并后發現GG+GA基因型較AA基因型在結直腸腫瘤使用IRI化療過程中出現腹瀉的發生率低，差異有統計學意義(OR=0.43，95%CI：0.25～0.74，P=0.00)；(5)在隱性基因模型(GGvsAA+GA)中，異性性研究發現，研究間存在異性(I2=62.0%，P=0.000)，故采用了隨機效應模型，結果分析發現，GG基因型較AA+GA基因型在結直腸腫瘤使用IRI化療過程中出現腹瀉的發生率低，差異有統計學意義(OR=0.35，95%CI：0.23～0.53，P=0.00)；在進行敏感性分析時，發現有1篇文獻[36]存在明顯異質性，去除后采用固定效應模型再次分析，結果顯示，差異仍有統計學意義(OR=0.32，95%CI：0.22～0.47，P=0.00)(見圖5～6)。統計結果及異質性檢驗結果如表2、表3所示。

注：A：等位基因模型(G vs A)；B：純合子模型(GG vs AA)；C：雜合子模型(GA vs AA)；D：顯性基因模型(GG+GA vs AA)；E：隱性基因模型(GG vs AA+GA)。

(3)UGT1A1*6基因多態性與嚴重的白細胞減少發生率的相關性：有7篇[17-18, 23, 28, 30, 34, 40]文獻描述了UGT1A1*6基因多態性與嚴重白細胞減少發生率的關系，但由于這些文章僅給出了AA+GA的例數，因而只在隱性基因模型中進行分析。在分析時發現研究間存在明顯異質性(I2=73.9%，P=0.001)，故采用了隨機效應模型，結果分析發現，GG基因型較AA+GA基因型在結直腸腫瘤使用IRI化療過程中出現嚴重白細胞減少的發生率低，差異有統計學意義(OR=0.10，95%CI：0.03～0.29，P=0.00)；在進行敏感性分析時，發現有1篇文獻[30]存在明顯異質性，去除后采用固定效應模型再次分析，結果顯示，差異仍有統計學意義(OR=0.08，95%CI：0.04～0.14，P=0.10)(見圖7～8)。統計結果及異質性檢驗結果如表2、表3所示。

注：A：等位基因模型中的敏感性分析；B：等位基因模型中排除異質性后的Meta分析結果；C：隱性基因模型中的敏感性分析；D：隱性模型中排除異質性后的Meta分析結果。圖6 UGT1A1*6與腹瀉發生率的相關性的敏感性分析圖及排除異質性后Meta分析結果森林圖

注：A: 嚴重的白細胞減少；B: 嚴重的血紅蛋白減少；C：嚴重的血小板減少。圖7 UGT1A1*6基因多態性與白細胞減少、血紅蛋白減少、血小板減少相關性的Meta分析結果森林圖

(4)UGT1A1*6基因多態性與嚴重的血紅蛋白減少發生率的相關性：有7篇文獻[20, 23, 25, 28, 30, 34, 40]描述了UGT1A1*6基因多態性與血紅蛋白減少發生率的關系，但由于這些文獻僅給出了AA+GA的例數，因而只在隱性基因模型中進行分析。研究間未發現異質性(I2=0，P=0.995)，故采用了固定效應模型，結果分析發現，GG基因型與AA+GA基因型在結直腸腫瘤使用IRI化療過程中出現血紅蛋白減少的發生率比較，差異無統計學意義(OR=0.60，95%CI：0.31～1.15，P=0.12)(見圖7)。統計結果及異質性檢驗結果如表2、表3所示。

(5)UGT1A1*6基因多態性與嚴重的血小板減少發生率的相關性：有6篇[23, 25, 28, 30, 34, 40]文獻描述了UGT1A1*6基因多態性與血小板減少發生率的關系，但由于這些文獻僅給出了AA+GA的例數，因而只在隱性基因模型中進行分析。研究間未發現異質性(I2=10.2%，P=0.35)，故采用了固定效應模型，結果分析發現，GG基因型和AA+GA基因型在結直腸腫瘤使用IRI化療過程中出現血小板減少的發生率差異無統計學意義(OR=1.09，95%CI：0.45～2.69，P=0.85)(見圖7)。統計結果及異質性檢驗結果如表2、表3所示。

2.3 發表偏倚分析通過Begg圖在研究中未發現發表偏倚。Begg檢驗表明，無明顯的發表偏差(P>0.05)，結論可信度較高(見表4、圖9～13)。

注：A: 敏感性分析；B：在等位基因模型中排除異質性后的Meta分析結果。圖8 UGT1A1*6與白細胞減少發生率的相關性敏感性分析圖及排除異質性后Meta分析結果森林圖

表4 發表偏倚分析結果

注：A：等位基因模型(G vs A)；B：純合子模型(GG vs AA)；C：雜合子模型(GA vs AA)；D：顯性基因模型(GG+GA vs AA)；E：隱性基因模型(GG vs AA+GA)。

注：A：等位基因模型(G vs A)；B：純合子模型(GG vs AA)；C：雜合子模型(GA vs AA)；D：顯性基因模型(GG+GA vs AA)；E：隱性基因模型(GG vs AA+GA)。

注：A：等位基因模型(G vs A)；B：純合子模型(GG vs AA)；C：雜合子模型(GA vs AA)；D：顯性基因模型(GG+GA vs AA)；E：隱性基因模型(GG vs AA+GA)。

注：A：等位基因模型(G vs A)；B：純合子模型(GG vs AA)；C：雜合子模型(GA vs AA)；D：顯性基因模型(GG+GA vs AA)；E：隱性基因模型(GG vs AA+GA)。

注：A：嚴重的白細胞減少；B：嚴重的血紅蛋白減少；C：嚴重的血小板減少。圖13 UGT1A1*6與其他不良反應的Begg分析圖

3 討論

結直腸腫瘤是最常見的惡性腫瘤之一，全球每年有超過1 200萬新發病例，造成嚴重的經濟負擔[36, 42]。其治療手段主要有手術治療、放療、化療、靶向治療等，其中化療是常見且重要的治療手段之一。以IRI為主體的化療方案已被證實能夠延長患者的生存期，但由于個體差異明顯，需考慮其療效及安全性。研究[43]表明，代謝酶UGT1A1可能影響IRI及其活性代謝物SN-38的藥物動力學特征，其編碼基因的多態性可作為IRI化療相關毒性和療效的預測因素。

單核苷酸多態性(single nucleotide polymorphism，SNP)在人類基因組中廣泛存在，是人類基因組DNA序列可遺傳變異的主要形式，是指在基因組水平上由單個核苷酸的變異所引起的DNA序列多態性，與種族多樣性、疾病易感性、藥物反應差異等相關[44]。UGT1A1基因位于人染色體2q37，其中UGT1A1*6的多態性表現為第1外顯子區211G>A突變，形成3種基因型：野生型(G/G)、雜合突變型(A/G)和純合突變型(A/A)，其突變可導致UGT1A1酶第71位的氨基酸序列發生改變(Arg→Gly)，從而導致酶活性降低[45]。美國FDA將應用IRI化療后有可能發生嚴重中性粒細胞減少的風險警示寫進了藥品說明[46]。盡管研究諸多，但對UGT1A1能否預測其化療療效及不良反應依然存在著不同的觀點爭議。因此，本文采用Meta分析的方法，系統評價UGT1A1*6基因多態性與IRI療效及相關不良反應的關系，從而對臨床治療提供更可靠的循證醫學證據。

UAG1A1基因多態性在不同種族人群中存在一定差異。本文是國內首次在中國人群中將UGT1A1*6多態性與IRI化療的療效及不良反應進行系統評價。研究結果顯示，在療效評價上，UGT1A1*6基因多態性在5種不同的基因模型中對RR和DCR差異均無統計學意義。這表明UGT1A1*6多態性并不能預測其療效，這與Chen等[47]的研究結果相一致。在不良反應方面，研究表明[6-7, 48]，UGT1A1*6基因多態性與IRI化療所致的腹瀉和中性粒細胞減少有關。我們的研究結果表明：在5種基因模型種，UGT1A1*6基因突變均可增加粒細胞減少的風險，而僅雜合型(GAvsAA)與腹瀉的發生率差異無統計學意義，其余均可增加腹瀉的發生率；在隱性基因模型中，GG基因型較AA+GA基因型在結直腸腫瘤使用IRI化療過程中出現嚴重白細胞減少的發生率低，差異有統計學意義(OR=0.10，95%CI：0.03～0.29，P=0.00)，而在血紅蛋白減少(OR=0.60，95%CI：0.31～1.15，P=0.12)及血小板減少癥(OR=1.09，95%CI：0.45～2.69，P=0.85)的發生率差異無統計學意義?；谏鲜鱿到y評價結果，我們能夠得出UGT1A1*6基因多態性是一個能夠預測IRI化療后所導致的毒性作用，尤其是中性粒細胞減少和腹瀉發生風險的分子標志物，在白細胞減少發生風險方面也有一定意義。

本研究也存在一定的局限性：(1)缺乏灰色文獻(如專題討論會記錄、未發表的資料、政府研究報告和其他非傳統文獻來源的證據)，可能會導致發表偏倚；(2)本研究納入的原始文獻均為國內研究，不可避免地會造成發表偏倚；(3)由于原始文獻數據的限制，有些文獻未納入研究所需的所有基因模型，且文獻中未提供關于Hardy-Weinberg平衡的原始資料，未就Hardy-Weinberg平衡做進一步的分析；(4)由于原始文獻數據的限制，未對藥物劑量引起的不良反應進一步分析；(5)研究間存在異質性，采用隨機效應模型進行了分析。

綜上所述，UGT1A1*6基因多態性與IRI不良反應之間具有相關性，但與近期療效差異無統計學意義。受納入研究數量和質量限制，上述結論尚待開展更多大樣本、多中心的高質量研究來加以驗證。