中国人群中血清TK1与乳腺疾病相关性的Meta分析

孙晨宇，王本忠，裴 静，许 骏，张一聪

文献［1］报道，我国乳腺癌的发病率居女性恶性肿瘤发病率的第2位，此外，各种良性乳腺疾病的发病率也不断上升。胸苷激酶(thymidine kinase，TK)是DNA补救合成途径的限速酶，在ATP存在时可催化脱氧胸腺嘧啶转化为单磷酸胸腺嘧啶，TK1作为TK的一种亚型，存在于细胞的胞浆中［2］。同时，TK1的活性呈现了细胞周期性变化，与肿瘤细胞增殖密切相关［3］。研究［4－5］表明 TK1 在乳腺癌中有较高表达，与肿瘤的分级及预后等相关，有文献［6－7］报道，人体内血清TK1的水平可以准确测定肿瘤细胞的异常增殖情况。由于已开展的有关血清TK1水平与乳腺疾病相关性的临床研究样本量有限、质量良莠不齐，影响临床医师决策。该研究按预先制订的纳入和排除标准全面系统地检索和评价血清TK1水平与乳腺疾病相关性研究文献，采用Meta分析方法评价中国人群中血清TK1与乳腺疾病之间的关系，为其临床推广应用和进一步开展大规模临床研究提供依据。

1 材料与方法

1.1 资料来源 通过计算机网上检索中国知网(CNKI)、万方、维普、PubMed数据库，并结合文献追溯、搜索引擎 (www.baidu.com;scholar.google.com)网上检索，收集2013年7月1日前国内外发表的关于中国大陆汉族人群TK1与乳腺疾病相关性的文献资料。

1.2 文献纳入标准 ①2013年7月1日以前上述数据库收录的以论文形式发表的设对照组的临床试验研究，且不受语种限制;② 研究对象包含乳腺癌或乳腺良性疾病的患者;③研究对象为中国大陆汉族患者;④剔除数据不完整的研究，对于重复发表收录或资料雷同的研究只保留其中质量最好的;⑤实验结果中必须有明确的阳性率或TK1水平数值，或表格中原始数据能通过计算获得上述统计指标值。

1.3 文献筛选及资料提取

1.3.1 一次筛选 首先通过阅读文献标题和摘要进行初筛，并从排除的文献中随机抽取10%进行全文阅读以检查一致率，结果一致性达100%。

1.3.2 二次筛选 通过阅读全文进行二次筛选，最终根据入选标准决定是否纳入文献，由两名研究者独立完成以上筛选，意见不同者通过讨论达成一致。1.3.3 资料提取 文献提取信息包括:文章名称，刊登杂志，作者，发表年限，研究地点、人群、样本大小，设计类型及结果等。

1.4 统计学处理 采用Cochrane协作网所提供的RevMan 5.1 统计软件［8］，首先对所纳入文献进行异质性检验，根据异质性检验结果选择固定效应模型或随机效应模型求其相对危险度(RR)或标化均数差(SMD)合并值及95%CI，最后给出Meta分析结果。同时进行敏感性分析，并采用漏斗图以及通过STATA 10.0软件计算Egger’s线性回归检验来评估发表偏倚。

2 结果

2.1 文献基本情况 根据相关文献数据库检索规范，PubMed采用［(TK1 or Thymidine Kinase 1)and(Breast Disease or Breast Cancer or Breast Carcinoma or Malignant Breast Tumor or Breast Neoplasm)］作为检索式，中文数据库采用［(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)］检索式，共检索出58篇相关文献，检索 scholar.google.com 及 www.baidu.com未发现新的论文。经一次筛选排除后，纳入35篇文献;经二次筛选，19篇因与所研究主题无关或不符合纳入标准而剔除，1篇因资料雷同而剔除，最终共纳入 15 篇文献［9－23］，见表 1、图 1，文献均标注为对照研究。

2.2 Meta 分析

2.2.1 乳腺癌患者与乳腺良性疾病患者TK1相关性分析 有关血清TK1水平的研究，1篇文献因乳腺癌组血清TK1均数(¯x)与标准差(SD)原始数据可能有误(原文献血清TK1¯x=6.00，SD=17.00)而未纳入［20］，2篇因乳腺癌组无合计数据而排除［13，15］，1 篇因未合计不同良性病变的结果而排除［23］，最终纳入文献 5 篇［9，16，19，21－22］。纳入分析的乳腺良性疾病组和乳腺癌组的研究例数分别为216例和243例。异质性检验组间差异无统计学意义(χ2=3.22，P=0.52)，可认为纳入的5个独立研究具有同质性，故采用固定效应模型进行效应量的合并，见表2。结果显示，在0.05检验水准，两组比较差异有统计学意义［SMD=－1.40，95%CI(－1.62～ －1.19)，P ＜0.000 01］，乳腺良性疾病组血清TK1水平低于乳腺癌组。

表1 纳入研究的原始文献基本情况

有关血清TK1阳性率对比的研究，纳入文献2篇［14，16］，健康对照组和乳腺癌组的研究例数分别为136例和127例。异质性检验组间差异有统计学意义(χ2=4.14，P=0.04)，故采用随机效应模型进行效应量的合并，见表3。结果显示，在0.05检验水准，两组差异有统计学意义［RR=0.20，95%CI(0.07～0.53)，P=0.001］，乳腺良性疾病组血清TK1阳性率低于乳腺癌组。

图1 文献纳入流程图

表2 乳腺癌患者与乳腺良性疾病患者血清TK1水平相关性Meta分析

表3 乳腺癌患者与乳腺良性疾病患者血清TK1阳性率比较的Meta分析

2.2.2 乳腺癌患者与健康人群TK1相关性分析有关血清TK1水平的研究，1篇文献因乳腺癌组血清TK1(¯x)与标准差(SD)原始数据可能有误(原文献血清TK1¯x=6.00，SD=17.00)而未纳入［20］，2篇因乳腺癌组无合计数据而排除［13，15］，最终纳入分析的纳入文献 9 篇［9－11，16，18－19，21－23］。健康对照组和乳腺癌组的研究例数分别为290和448例。异质性检验组间差异有统计学意义(χ2=50.39，P＜0.000 01)，故采用随机效应模型进行效应量的合并，见表4。结果显示，在0.05检验水准，两组比较差异有统计学意义［SMD= －1.43，95%CI(－1.88～－0.99)，P ＜0.000 01］，健康对照组血清 TK1 水平低于乳腺癌组。

有关血清TK1阳性率对比的研究，纳入文献3篇［12，16－17］，乳腺良性疾病组和乳腺癌组的研究例数分别为209例和191例。异质性检验组间差异有统计学意义(χ2=8.34，P=0.02)，故采用随机效应模型进行效应量的合并，见表5。结果显示，在0.05检验水准，两组差异有统计学意义［RR=0.09，95%CI(0.02 ～0.45)，P=0.003］，健康对照组血清TK1阳性率低于乳腺癌组。

2.2.3 健康人群与乳腺良性疾病患者TK1相关性分析 有关血清TK1水平的研究，1篇研究因未合计不同良性病变的结果而排除［23］，最终纳入文献8篇［9，13，15－16，19－22］。健康对照组和乳腺良性疾病组的研究例数分别为230例和292例。异质性检验组间比较差异有统计学意义(χ2=16.79，P=0.02)，故采用随机效应模型进行效应量的合并，见表6。结果显示，在0.05检验水准，两组差异有统计学意义［SMD= －0.93，95%CI(－1.23～ －0.63)，P ＜0.000 01］，健康对照组血清TK1水平低于乳腺良性疾病组。因有关血清TK1阳性率对比的研究仅有1篇研究纳入［16］，故未进行进一步分析。

2.2.4 乳腺癌患者淋巴结转移情况及分期情况与TK1相关性分析 有关乳腺癌患者淋巴结转移情况与血清TK1水平相关性的研究，1篇文献因研究术后转移情况而未纳入［9］，1篇因评估阳性率而排除［17］，最终共纳入文献 3 篇［13，19－20］。无转移组和有转移组的研究例数分别为140例和186例。异质性检验组间比较差异有统计学意义(χ2=145.86，P＜0.000 01)，故采用随机效应模型进行效应量的合并，见表7。结果显示，在0.05检验水准，两组比较差异无统计学意义［SMD=－0.03，95%CI(－2.44～2.39)，P=0.98］。

表4 乳腺癌患者与健康对照组血清TK1水平相关性Meta分析

表5 乳腺癌患者与健康对照组血清TK1阳性率比较Meta分析

有关乳腺癌患者分期(Ⅰ期与Ⅱ～Ⅳ期)与血清TK1水平相关性的研究，2篇文献因仅有亚组情况数据而未纳入［13，19］，2篇因分组为Ⅰ ～ Ⅱ期及Ⅲ～ Ⅳ期而排除［16－17］，最终共纳入文献 3 篇［10－11，18］。Ⅰ期组和Ⅱ～Ⅳ组的研究例数分别为82和68例。异质性检验组间比较差异有统计学意义(χ2=22.92，P＜0.000 1)，故采用随机效应模型进行效应量的合并，见表8。结果显示，在0.05检验水准，两组比较差异无统计学意义［SMD=0.20，95%CI(－0.97～1.38)，P=0.73］。

2.3 敏感性分析 乳腺癌患者与乳腺良性疾病患者血清TK1水平相关性分析中，纳入因乳腺癌组¯x与SD原始数据可能有误而被排除的文献［20］后，最终结果仍显示两组比较差异有统计学意义(P＜0.05)。乳腺癌患者与乳腺良性疾病患者血清TK1阳性率对比的分析中，因纳入研究数量较少，故未进行敏感性分析。

乳腺癌患者与健康对照组血清TK1水平相关性分析中，纳入因乳腺癌组¯x与SD原始数据可能有误而被排除的文献［20］后，或分别排除权重最高［11，16］及最低［9］的文献，最终结果仍显示两组比较差异有统计学意义(P＜0.05)。乳腺癌患者与健康对照组血清TK1阳性率对比的分析中，将权重最低且健康对照组中阳性率为0的研究［16］排除后，两组比较差异仍有统计学意义。

表6 乳腺良性疾病患者与健康对照组血清TK1水平相关性Meta分析

表7 乳腺癌患者淋巴结转移情况与血清TK1水平相关性Meta分析

表8 乳腺癌患者分期情况与血清TK1水平相关性Meta分析

乳腺良性疾病患者与健康对照组血清TK1水平相关性分析中，分别排除权重最高［22］及最低且与其他研究结果不一致［9］的文献，两组比较差异仍有统计学意义。

乳腺癌患者淋巴结转移情况及不同分期与血清TK1水平相关性分析因纳入研究数量较少，故未进行敏感性分析。

2.4 发表偏倚的评估 作为一种观察性研究，Meta分析在各步骤中均可能产生一定偏倚，发表偏倚是其中较为常见的。本研究通过漏斗图法及Egger’s线性回归检验评估发表偏倚:①乳腺癌患者与乳腺良性疾病患者血清TK1水平相关性分析显示漏斗图对称性较好，且Egger's线性回归检验提示P=0.846，故存在发表偏倚可能性较小;而其血清TK1阳性率对比的纳入研究过少，故未进行分析。②乳腺癌患者与健康对照组血清TK1水平相关性分析的漏斗图对称性较差，且Egger's线性回归检验提示P=0.015，提示可能存在发表偏倚。乳腺癌患者与健康对照组血清TK1T阳性率对比的漏斗图对称性较差，可能存在有发表偏倚;因其纳入研究较少，故未进行Egger's线性回归检验分析。③乳腺良性疾病患者与健康对照组血清TK1水平相关性分析的漏斗图对称性较差，Egger's线性回归检验提示P=0.008，提示可能存在发表偏倚。④ 乳腺癌患者淋巴结转移情况及不同分期与血清TK1水平相关性分析纳入的研究较少，故未进行漏斗图及Egger's线性回归检验分析。

3 讨论

乳腺疾病是目前女性较为多见的一大类疾病，其中乳腺癌是较为常见且发病率日渐上升的恶性肿瘤之一。TK是嘧啶代谢循环中的关键酶之一，能够催化脱氧胸苷转化为脱氧-1-磷酸胸苷酸，提供DNA合成所需的原料，是评估细胞增殖活性的重要指标［24］。有研究［25－26］表明，TK1 检测适用于临床肿瘤的治疗效果监测和预后评估，以及对健康人群发生恶性肿瘤风险的早期预测和筛查。

Meta分析是通过多个不同研究的数据的合成以便重新进行更大样本的分析［27－28］，但是由于Meta分析本身属于观察性研究，故其结果可能会受到偏倚、混杂等因素的影响［29］。对于重复发表收录或资料雷同的研究，本研究只保留其中质量最好的，并且严格按照文献纳入及排除标准，剔除数据不完整以及设计不合格的研究，因此无明显选择偏倚。同时，本研究也有一定的局限性:① 乳腺癌的具体病理分型及分级分期的原始研究数据较少，这样就可能存在一定的偏倚，导致本研究的结果受到一定程度的影响。②因不同研究对于测量TK1水平的实验方法、仪器等可能不完全一致，研究结论的普遍性也会受到一定程度的影响。③在有关发表偏倚的评估方面，因漏斗图评估发表偏倚属于定性研究，其结论受研究者的主观影响较大［30］，且漏斗图原则上需要5个研究以上才能进行［31］，故本文部分分析未采用漏斗图评估发表偏倚。由于Egger's线性回归检验［32］属于定量分析，因此本研究还采用了Egger's线性回归检验评价发表偏倚的影响，以弥补漏斗图的不足。

本研究通过Meta分析对纳入文献进行了综合定量评价，Meta分析结果提示:血清TK1在乳腺癌患者与乳腺良性疾病患者及健康人群之间均存在差异，其水平具有一定的鉴别意义;而对评估乳腺癌患者中是否存在淋巴结转移以及判断分期的参考价值较低。此外，本研究显示，有关血清TK1水平与乳腺疾病关系的临床研究的方法学质量仍有待提高，应当进一步开展大样本的高质量研究以进一步了解其与乳腺疾病的关系及临床应用价值，本研究建议相关方面的研究应重点关注以下几点:①详细报告各组研究对象的纳入标准，同时保证良好的组间可比性以减少选择偏倚;②详细报告所采用的实验室检查手段，以便比较因不同实验室仪器、试剂等客观因素导致的差异;③进一步评估不同亚组差异，如不同类型乳腺癌、不同分级分期乳腺癌、不同类型乳腺良性疾病;④ 重视临床试验阴性结果的报告，以减少发表偏倚。

［1］安晓静，刘 冲，石群立.细胞质胸苷激酶在乳腺癌组织中的表达意义［J］.诊断学理论与实践，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］吴怡春，徐笑红，张毅敏，等.血清TK1水平变化在恶性肿瘤诊疗转归过程的检测作用［J］.中国卫生检验杂志，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 艳，张平安，邹 力，等.免疫印迹法测定乳腺肿瘤患者胸苷激酶［J］.中华检验医学杂志，2000，23(6):334 －6.

［10］袁子育，刘晓安，凌立君，等.血清胸苷激酶1对乳腺癌辅助诊断及术后化疗效果评估的意义［J］.南京医科大学学报(自然科学版)，2010，30(7):1002 －4.

［11］关 弘.胸苷激酶1检测对乳腺癌辅助诊断及化疗效果评估的意义［J］.海南医学院学报，2011，17(6):728 －30.

［12］伍启康，雷兰芳，黄燕婷，等.血清胸苷激酶1水平的变化在乳腺癌诊断和治疗的应用价值［J］.国际医药卫生导报，2011，17(20):2546－8.

［13］黄 惠，罗燕玲.血清胸苷激酶1水平在乳腺癌术后疗效评估中的作用［J］.检验医学，2011，26(2):79 －81.

［14］吴 迎，周庆华，王天翔，等.血清胸苷激酶1(TK1)在乳腺疾病中的表达［J］.求医问药，2012，10(6):296 －8.

［15］黄志恒.胸苷激酶1(TK1)在乳腺癌中的临床意义的研究［D］.山东大学，2012:37.

［16］陶晓军，陈规明，冯晓鸿，等.血清TK1、TPS、CA15-3联合检测在乳腺诊断中的临床价值［J］.国际检验医学杂志，2012，33(16):1943 －4，1946.

［17］刘道同.乳腺浸润性导管癌血清胸苷激酶1表达及其临床病理特征的关系［J］.中国基层医药，2012，19(21):3226 －7.

［18］陈曲波，黎翠翠，赵 蓉，等.血清胸苷激酶1在乳腺癌诊治中的应用［J］.实用医学杂志，2012，28(5):728 －30.

［19］李 斌，曹剑霞，成红霞.血清TK1含量在乳腺癌患者中的变化及临床意义［J］.放射免疫学杂志，2012，25(5):587 －8.

［20］肖 庆，韦庆文，蓝宇萍.VEGF与TK1的检测对乳腺癌的诊断价值［J］.淮海医药，2012，30(5):392 －3.

［21］陈飞宇，唐利立.S-TK1在乳腺癌患者中检测的意义及其与预后的关系［J］.肿瘤防治研究，2012，39(6):637 －41.

［22］单 治，孙肖伟.乳腺癌患者血清TK1含量变化的临床分析［J］.世界最新医学信息文摘，2013，13(1):265 －6.

［23］高 文，聂青松，王永斌.乳腺癌患者血清细胞质胸苷激酶检测的临床意义［J］.放射免疫学杂志，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］孙晨宇，刘从云，周 秦.尼美舒利治疗汉族人群类风湿关节炎的疗效和不良反应的Meta分析［J］.临床合理用药，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］刘续宝，王素萍.临床流行病学与循证医学［M］.4版.北京:人民卫生出版社，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.