中國人群中血清TK1與乳腺疾病相關性的Meta分析

孫晨宇，王本忠，裴 靜，許 駿，張一聰

文獻［1］報道，我國乳腺癌的發病率居女性惡性腫瘤發病率的第2位，此外，各種良性乳腺疾病的發病率也不斷上升。胸苷激酶(thymidine kinase，TK)是DNA補救合成途徑的限速酶，在ATP存在時可催化脫氧胸腺嘧啶轉化為單磷酸胸腺嘧啶，TK1作為TK的一種亞型，存在于細胞的胞漿中［2］。同時，TK1的活性呈現了細胞周期性變化，與腫瘤細胞增殖密切相關［3］。研究［4－5］表明 TK1 在乳腺癌中有較高表達，與腫瘤的分級及預后等相關，有文獻［6－7］報道，人體內血清TK1的水平可以準確測定腫瘤細胞的異常增殖情況。由于已開展的有關血清TK1水平與乳腺疾病相關性的臨床研究樣本量有限、質量良莠不齊，影響臨床醫師決策。該研究按預先制訂的納入和排除標準全面系統地檢索和評價血清TK1水平與乳腺疾病相關性研究文獻，采用Meta分析方法評價中國人群中血清TK1與乳腺疾病之間的關系，為其臨床推廣應用和進一步開展大規模臨床研究提供依據。

1 材料與方法

1.1 資料來源 通過計算機網上檢索中國知網(CNKI)、萬方、維普、PubMed數據庫，并結合文獻追溯、搜索引擎 (www.baidu.com;scholar.google.com)網上檢索，收集2013年7月1日前國內外發表的關于中國大陸漢族人群TK1與乳腺疾病相關性的文獻資料。

1.2 文獻納入標準 ①2013年7月1日以前上述數據庫收錄的以論文形式發表的設對照組的臨床試驗研究，且不受語種限制;② 研究對象包含乳腺癌或乳腺良性疾病的患者;③研究對象為中國大陸漢族患者;④剔除數據不完整的研究，對于重復發表收錄或資料雷同的研究只保留其中質量最好的;⑤實驗結果中必須有明確的陽性率或TK1水平數值，或表格中原始數據能通過計算獲得上述統計指標值。

1.3 文獻篩選及資料提取

1.3.1 一次篩選 首先通過閱讀文獻標題和摘要進行初篩，并從排除的文獻中隨機抽取10%進行全文閱讀以檢查一致率，結果一致性達100%。

1.3.2 二次篩選 通過閱讀全文進行二次篩選，最終根據入選標準決定是否納入文獻，由兩名研究者獨立完成以上篩選，意見不同者通過討論達成一致。1.3.3 資料提取 文獻提取信息包括:文章名稱，刊登雜志，作者，發表年限，研究地點、人群、樣本大小，設計類型及結果等。

1.4 統計學處理 采用Cochrane協作網所提供的RevMan 5.1 統計軟件［8］，首先對所納入文獻進行異質性檢驗，根據異質性檢驗結果選擇固定效應模型或隨機效應模型求其相對危險度(RR)或標化均數差(SMD)合并值及95%CI，最后給出Meta分析結果。同時進行敏感性分析，并采用漏斗圖以及通過STATA 10.0軟件計算Egger’s線性回歸檢驗來評估發表偏倚。

2 結果

2.1 文獻基本情況 根據相關文獻數據庫檢索規范，PubMed采用［(TK1 or Thymidine Kinase 1)and(Breast Disease or Breast Cancer or Breast Carcinoma or Malignant Breast Tumor or Breast Neoplasm)］作為檢索式，中文數據庫采用［(TK1 or Thymidine Kinase 1 or胸苷激酶1)and(乳腺疾病 or乳腺癌or Breast Disease or Breast Cancer)］檢索式，共檢索出58篇相關文獻，檢索 scholar.google.com 及 www.baidu.com未發現新的論文。經一次篩選排除后，納入35篇文獻;經二次篩選，19篇因與所研究主題無關或不符合納入標準而剔除，1篇因資料雷同而剔除，最終共納入 15 篇文獻［9－23］，見表 1、圖 1，文獻均標注為對照研究。

2.2 Meta 分析

2.2.1 乳腺癌患者與乳腺良性疾病患者TK1相關性分析 有關血清TK1水平的研究，1篇文獻因乳腺癌組血清TK1均數(ˉx)與標準差(SD)原始數據可能有誤(原文獻血清TK1ˉx=6.00，SD=17.00)而未納入［20］，2篇因乳腺癌組無合計數據而排除［13，15］，1 篇因未合計不同良性病變的結果而排除［23］，最終納入文獻 5 篇［9，16，19，21－22］。納入分析的乳腺良性疾病組和乳腺癌組的研究例數分別為216例和243例。異質性檢驗組間差異無統計學意義(χ2=3.22，P=0.52)，可認為納入的5個獨立研究具有同質性，故采用固定效應模型進行效應量的合并，見表2。結果顯示，在0.05檢驗水準，兩組比較差異有統計學意義［SMD=－1.40，95%CI(－1.62～ －1.19)，P ＜0.000 01］，乳腺良性疾病組血清TK1水平低于乳腺癌組。

表1 納入研究的原始文獻基本情況

有關血清TK1陽性率對比的研究，納入文獻2篇［14，16］，健康對照組和乳腺癌組的研究例數分別為136例和127例。異質性檢驗組間差異有統計學意義(χ2=4.14，P=0.04)，故采用隨機效應模型進行效應量的合并，見表3。結果顯示，在0.05檢驗水準，兩組差異有統計學意義［RR=0.20，95%CI(0.07～0.53)，P=0.001］，乳腺良性疾病組血清TK1陽性率低于乳腺癌組。

圖1 文獻納入流程圖

表2 乳腺癌患者與乳腺良性疾病患者血清TK1水平相關性Meta分析

表3 乳腺癌患者與乳腺良性疾病患者血清TK1陽性率比較的Meta分析

2.2.2 乳腺癌患者與健康人群TK1相關性分析有關血清TK1水平的研究，1篇文獻因乳腺癌組血清TK1(ˉx)與標準差(SD)原始數據可能有誤(原文獻血清TK1ˉx=6.00，SD=17.00)而未納入［20］，2篇因乳腺癌組無合計數據而排除［13，15］，最終納入分析的納入文獻 9 篇［9－11，16，18－19，21－23］。健康對照組和乳腺癌組的研究例數分別為290和448例。異質性檢驗組間差異有統計學意義(χ2=50.39，P＜0.000 01)，故采用隨機效應模型進行效應量的合并，見表4。結果顯示，在0.05檢驗水準，兩組比較差異有統計學意義［SMD= －1.43，95%CI(－1.88～－0.99)，P ＜0.000 01］，健康對照組血清 TK1 水平低于乳腺癌組。

有關血清TK1陽性率對比的研究，納入文獻3篇［12，16－17］，乳腺良性疾病組和乳腺癌組的研究例數分別為209例和191例。異質性檢驗組間差異有統計學意義(χ2=8.34，P=0.02)，故采用隨機效應模型進行效應量的合并，見表5。結果顯示，在0.05檢驗水準，兩組差異有統計學意義［RR=0.09，95%CI(0.02 ～0.45)，P=0.003］，健康對照組血清TK1陽性率低于乳腺癌組。

2.2.3 健康人群與乳腺良性疾病患者TK1相關性分析 有關血清TK1水平的研究，1篇研究因未合計不同良性病變的結果而排除［23］，最終納入文獻8篇［9，13，15－16，19－22］。健康對照組和乳腺良性疾病組的研究例數分別為230例和292例。異質性檢驗組間比較差異有統計學意義(χ2=16.79，P=0.02)，故采用隨機效應模型進行效應量的合并，見表6。結果顯示，在0.05檢驗水準，兩組差異有統計學意義［SMD= －0.93，95%CI(－1.23～ －0.63)，P ＜0.000 01］，健康對照組血清TK1水平低于乳腺良性疾病組。因有關血清TK1陽性率對比的研究僅有1篇研究納入［16］，故未進行進一步分析。

2.2.4 乳腺癌患者淋巴結轉移情況及分期情況與TK1相關性分析 有關乳腺癌患者淋巴結轉移情況與血清TK1水平相關性的研究，1篇文獻因研究術后轉移情況而未納入［9］，1篇因評估陽性率而排除［17］，最終共納入文獻 3 篇［13，19－20］。無轉移組和有轉移組的研究例數分別為140例和186例。異質性檢驗組間比較差異有統計學意義(χ2=145.86，P＜0.000 01)，故采用隨機效應模型進行效應量的合并，見表7。結果顯示，在0.05檢驗水準，兩組比較差異無統計學意義［SMD=－0.03，95%CI(－2.44～2.39)，P=0.98］。

表4 乳腺癌患者與健康對照組血清TK1水平相關性Meta分析

表5 乳腺癌患者與健康對照組血清TK1陽性率比較Meta分析

有關乳腺癌患者分期(Ⅰ期與Ⅱ～Ⅳ期)與血清TK1水平相關性的研究，2篇文獻因僅有亞組情況數據而未納入［13，19］，2篇因分組為Ⅰ ～ Ⅱ期及Ⅲ～ Ⅳ期而排除［16－17］，最終共納入文獻 3 篇［10－11，18］。Ⅰ期組和Ⅱ～Ⅳ組的研究例數分別為82和68例。異質性檢驗組間比較差異有統計學意義(χ2=22.92，P＜0.000 1)，故采用隨機效應模型進行效應量的合并，見表8。結果顯示，在0.05檢驗水準，兩組比較差異無統計學意義［SMD=0.20，95%CI(－0.97～1.38)，P=0.73］。

2.3 敏感性分析 乳腺癌患者與乳腺良性疾病患者血清TK1水平相關性分析中，納入因乳腺癌組ˉx與SD原始數據可能有誤而被排除的文獻［20］后，最終結果仍顯示兩組比較差異有統計學意義(P＜0.05)。乳腺癌患者與乳腺良性疾病患者血清TK1陽性率對比的分析中，因納入研究數量較少，故未進行敏感性分析。

乳腺癌患者與健康對照組血清TK1水平相關性分析中，納入因乳腺癌組ˉx與SD原始數據可能有誤而被排除的文獻［20］后，或分別排除權重最高［11，16］及最低［9］的文獻，最終結果仍顯示兩組比較差異有統計學意義(P＜0.05)。乳腺癌患者與健康對照組血清TK1陽性率對比的分析中，將權重最低且健康對照組中陽性率為0的研究［16］排除后，兩組比較差異仍有統計學意義。

表6 乳腺良性疾病患者與健康對照組血清TK1水平相關性Meta分析

表7 乳腺癌患者淋巴結轉移情況與血清TK1水平相關性Meta分析

表8 乳腺癌患者分期情況與血清TK1水平相關性Meta分析

乳腺良性疾病患者與健康對照組血清TK1水平相關性分析中，分別排除權重最高［22］及最低且與其他研究結果不一致［9］的文獻，兩組比較差異仍有統計學意義。

乳腺癌患者淋巴結轉移情況及不同分期與血清TK1水平相關性分析因納入研究數量較少，故未進行敏感性分析。

2.4 發表偏倚的評估 作為一種觀察性研究，Meta分析在各步驟中均可能產生一定偏倚，發表偏倚是其中較為常見的。本研究通過漏斗圖法及Egger’s線性回歸檢驗評估發表偏倚:①乳腺癌患者與乳腺良性疾病患者血清TK1水平相關性分析顯示漏斗圖對稱性較好，且Egger's線性回歸檢驗提示P=0.846，故存在發表偏倚可能性較小;而其血清TK1陽性率對比的納入研究過少，故未進行分析。②乳腺癌患者與健康對照組血清TK1水平相關性分析的漏斗圖對稱性較差，且Egger's線性回歸檢驗提示P=0.015，提示可能存在發表偏倚。乳腺癌患者與健康對照組血清TK1T陽性率對比的漏斗圖對稱性較差，可能存在有發表偏倚;因其納入研究較少，故未進行Egger's線性回歸檢驗分析。③乳腺良性疾病患者與健康對照組血清TK1水平相關性分析的漏斗圖對稱性較差，Egger's線性回歸檢驗提示P=0.008，提示可能存在發表偏倚。④ 乳腺癌患者淋巴結轉移情況及不同分期與血清TK1水平相關性分析納入的研究較少，故未進行漏斗圖及Egger's線性回歸檢驗分析。

3 討論

乳腺疾病是目前女性較為多見的一大類疾病，其中乳腺癌是較為常見且發病率日漸上升的惡性腫瘤之一。TK是嘧啶代謝循環中的關鍵酶之一，能夠催化脫氧胸苷轉化為脫氧-1-磷酸胸苷酸，提供DNA合成所需的原料，是評估細胞增殖活性的重要指標［24］。有研究［25－26］表明，TK1 檢測適用于臨床腫瘤的治療效果監測和預后評估，以及對健康人群發生惡性腫瘤風險的早期預測和篩查。

Meta分析是通過多個不同研究的數據的合成以便重新進行更大樣本的分析［27－28］，但是由于Meta分析本身屬于觀察性研究，故其結果可能會受到偏倚、混雜等因素的影響［29］。對于重復發表收錄或資料雷同的研究，本研究只保留其中質量最好的，并且嚴格按照文獻納入及排除標準，剔除數據不完整以及設計不合格的研究，因此無明顯選擇偏倚。同時，本研究也有一定的局限性:① 乳腺癌的具體病理分型及分級分期的原始研究數據較少，這樣就可能存在一定的偏倚，導致本研究的結果受到一定程度的影響。②因不同研究對于測量TK1水平的實驗方法、儀器等可能不完全一致，研究結論的普遍性也會受到一定程度的影響。③在有關發表偏倚的評估方面，因漏斗圖評估發表偏倚屬于定性研究，其結論受研究者的主觀影響較大［30］，且漏斗圖原則上需要5個研究以上才能進行［31］，故本文部分分析未采用漏斗圖評估發表偏倚。由于Egger's線性回歸檢驗［32］屬于定量分析，因此本研究還采用了Egger's線性回歸檢驗評價發表偏倚的影響，以彌補漏斗圖的不足。

本研究通過Meta分析對納入文獻進行了綜合定量評價，Meta分析結果提示:血清TK1在乳腺癌患者與乳腺良性疾病患者及健康人群之間均存在差異，其水平具有一定的鑒別意義;而對評估乳腺癌患者中是否存在淋巴結轉移以及判斷分期的參考價值較低。此外，本研究顯示，有關血清TK1水平與乳腺疾病關系的臨床研究的方法學質量仍有待提高，應當進一步開展大樣本的高質量研究以進一步了解其與乳腺疾病的關系及臨床應用價值，本研究建議相關方面的研究應重點關注以下幾點:①詳細報告各組研究對象的納入標準，同時保證良好的組間可比性以減少選擇偏倚;②詳細報告所采用的實驗室檢查手段，以便比較因不同實驗室儀器、試劑等客觀因素導致的差異;③進一步評估不同亞組差異，如不同類型乳腺癌、不同分級分期乳腺癌、不同類型乳腺良性疾病;④ 重視臨床試驗陰性結果的報告，以減少發表偏倚。

［1］安曉靜，劉 沖，石群立.細胞質胸苷激酶在乳腺癌組織中的表達意義［J］.診斷學理論與實踐，2009，8(5):543 －4.

［2］Chen Y L，Eriksson S，Chang Z F，et al.Regulation and functional contribution of thymidine kinase 1 in repair of DNA damage［J］.J Biol Chem，2010，285(35):27327－35.

［3］Jeong M H，Jin Y H，Kang E Y，et al.The modulation of radiolo-gy-induced cell death by genistein in K562 cells:Activation of thymidine kinase 1［J］.Cell Res，2004，14(4):295 －302.

［4］Nisman B，Allweis T，Kaduri L，et al.Serum thymidine kinase 1 activity in breast cancer［J］.Cancer Biomark，2010，7:65 －72.

［5］Chen Y，Ying M，Chen Y，et al.Serum thymidine kinase 1 correlates to clinical stages and clinical reactions and monitors the outcome of therapy of 1，247 cancer patients in routine clinical settings［J］.Int J Clin Oncol，2010，15(4):359 －68.

［6］吳怡春，徐笑紅，張毅敏，等.血清TK1水平變化在惡性腫瘤診療轉歸過程的檢測作用［J］.中國衛生檢驗雜志，2008，18(6):1122 －3，1144.

［7］Sherley J L，Kelly T J.Regulation of human thymidine kinase during the cell cycle［J］.J Biol Chem，1988，263(17):8350 －8.

［8］The Cochrane Collaboration.Cochrane Handbook for Systematic Reviews of Interventions［EB/OL］.http://handbook.cochrane.org/.2011，3.

［9］李 艷，張平安，鄒 力，等.免疫印跡法測定乳腺腫瘤患者胸苷激酶［J］.中華檢驗醫學雜志，2000，23(6):334 －6.

［10］袁子育，劉曉安，凌立君，等.血清胸苷激酶1對乳腺癌輔助診斷及術后化療效果評估的意義［J］.南京醫科大學學報(自然科學版)，2010，30(7):1002 －4.

［11］關 弘.胸苷激酶1檢測對乳腺癌輔助診斷及化療效果評估的意義［J］.海南醫學院學報，2011，17(6):728 －30.

［12］伍啟康，雷蘭芳，黃燕婷，等.血清胸苷激酶1水平的變化在乳腺癌診斷和治療的應用價值［J］.國際醫藥衛生導報，2011，17(20):2546－8.

［13］黃 惠，羅燕玲.血清胸苷激酶1水平在乳腺癌術后療效評估中的作用［J］.檢驗醫學，2011，26(2):79 －81.

［14］吳 迎，周慶華，王天翔，等.血清胸苷激酶1(TK1)在乳腺疾病中的表達［J］.求醫問藥，2012，10(6):296 －8.

［15］黃志恒.胸苷激酶1(TK1)在乳腺癌中的臨床意義的研究［D］.山東大學，2012:37.

［16］陶曉軍，陳規明，馮曉鴻，等.血清TK1、TPS、CA15-3聯合檢測在乳腺診斷中的臨床價值［J］.國際檢驗醫學雜志，2012，33(16):1943 －4，1946.

［17］劉道同.乳腺浸潤性導管癌血清胸苷激酶1表達及其臨床病理特征的關系［J］.中國基層醫藥，2012，19(21):3226 －7.

［18］陳曲波，黎翠翠，趙 蓉，等.血清胸苷激酶1在乳腺癌診治中的應用［J］.實用醫學雜志，2012，28(5):728 －30.

［19］李 斌，曹劍霞，成紅霞.血清TK1含量在乳腺癌患者中的變化及臨床意義［J］.放射免疫學雜志，2012，25(5):587 －8.

［20］肖 慶，韋慶文，藍宇萍.VEGF與TK1的檢測對乳腺癌的診斷價值［J］.淮海醫藥，2012，30(5):392 －3.

［21］陳飛宇，唐利立.S-TK1在乳腺癌患者中檢測的意義及其與預后的關系［J］.腫瘤防治研究，2012，39(6):637 －41.

［22］單 治，孫肖偉.乳腺癌患者血清TK1含量變化的臨床分析［J］.世界最新醫學信息文摘，2013，13(1):265 －6.

［23］高 文，聶青松，王永斌.乳腺癌患者血清細胞質胸苷激酶檢測的臨床意義［J］.放射免疫學雜志，2013，26(1):88 －9.

［24］Zhang F，Li H，Pendleton A R，et al.Thymidine kinase 1 immunoassay:a potential marker for breast cancer［J］.Cancer Detect Prev，2001，25:8 －15.

［25］Underwood J C E.General and systematic pathology with student consult online access(paperback)［M］.4th ed.London.Churchill Livingstone，2004:410 －32.

［26］Kawanishi S，Hiraku Y，Pinlaor S，et al.Oxidative and nitrative DNA damage in animals and patients with inflammatory diseases in relation to inflammation-related carcinogenesis［J］.Biol Chem，2006，87(4):365 －72.

［27］Borenstein M，Rothstein H.Comprehensive meta-analysis:a computer program for research synthesis［M］.New Jersey:Biostat，1999:1－297.

［28］Light R J.Accumulating evidence from independent studies:what we can win and what we can lose［J］.Stat Med，1987，6(3):221－8.

［29］孫晨宇，劉從云，周 秦.尼美舒利治療漢族人群類風濕關節炎的療效和不良反應的Meta分析［J］.臨床合理用藥，2009，2(7):20－3.

［30］Villar J，Piaggio G，Carroli G，et al.Factors affecting the comparability of meta-analyses and largest trials results in perinatology［J］.J Clin Epidemiol，1997，50(9):997 －1002.

［31］劉續寶，王素萍.臨床流行病學與循證醫學［M］.4版.北京:人民衛生出版社，2013:104.

［32］Egger M，Davey Smith G，Schneider M，et al.Bias in meta-analysis detected by a simple，graphical test［J］.Br Med J，1997，315(7109):629－34.