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(fā)病率居女性惡性腫瘤發(fā)病率的第2位，此外，各種良性乳腺疾病的發(fā)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(zhuǎn)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(xiàn)了細胞周期性變化，與腫瘤細胞增殖密切相關(guān)［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(yù)后等相關(guān)，有文獻［6－7］報道，人體內(nèi)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(guān)血清TK1水平與乳腺疾病相關(guān)性的臨床研究樣本量有限、質(zhì)量良莠不齊，影響臨床醫(yī)師決策。該研究按預(yù)先制訂的納入和排除標準全面系統(tǒng)地檢索和評價血清TK1水平與乳腺疾病相關(guān)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(guān)系，為其臨床推廣應(yīng)用和進一步開展大規(guī)模臨床研究提供依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 資料來源 通過計算機網(wǎng)上檢索中國知網(wǎng)(CNKI)、萬方、維普、PubMed數(shù)據(jù)庫，并結(jié)合文獻追溯、搜索引擎 (www.baidu.com;scholar.google.com)網(wǎng)上檢索，收集2013年7月1日前國內(nèi)外發(fā)表的關(guān)于中國大陸漢族人群TK1與乳腺疾病相關(guān)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(shù)據(jù)庫收錄的以論文形式發(fā)表的設(shè)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(shù)據(jù)不完整的研究，對于重復(fù)發(fā)表收錄或資料雷同的研究只保留其中質(zhì)量最好的;⑤實驗結(jié)果中必須有明確的陽性率或TK1水平數(shù)值，或表格中原始數(shù)據(jù)能通過計算獲得上述統(tǒng)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(jié)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(jù)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(fā)表年限，研究地點、人群、樣本大小，設(shè)計類型及結(jié)果等。

1.4 統(tǒng)計學處理 采用Cochrane協(xié)作網(wǎng)所提供的RevMan 5.1 統(tǒng)計軟件［8］，首先對所納入文獻進行異質(zhì)性檢驗，根據(jù)異質(zhì)性檢驗結(jié)果選擇固定效應(yīng)模型或隨機效應(yīng)模型求其相對危險度(RR)或標化均數(shù)差(SMD)合并值及95%CI，最后給出Meta分析結(jié)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(fā)表偏倚。

2 結(jié)果

2.1 文獻基本情況 根據(jù)相關(guān)文獻數(shù)據(jù)庫檢索規(guī)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(shù)據(jù)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(guān)文獻，檢索 scholar.google.com 及 www.baidu.com未發(fā)現(xiàn)新的論文。經(jīng)一次篩選排除后，納入35篇文獻;經(jīng)二次篩選，19篇因與所研究主題無關(guān)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(guān)性分析 有關(guān)血清TK1水平的研究，1篇文獻因乳腺癌組血清TK1均數(shù)(ˉx)與標準差(SD)原始數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)而排除［13，15］，1 篇因未合計不同良性病變的結(jié)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(shù)分別為216例和243例。異質(zhì)性檢驗組間差異無統(tǒng)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(zhì)性，故采用固定效應(yīng)模型進行效應(yīng)量的合并，見表2。結(jié)果顯示，在0.05檢驗水準，兩組比較差異有統(tǒng)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(guān)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(shù)分別為136例和127例。異質(zhì)性檢驗組間差異有統(tǒng)計學意義(χ2=4.14，P=0.04)，故采用隨機效應(yīng)模型進行效應(yīng)量的合并，見表3。結(jié)果顯示，在0.05檢驗水準，兩組差異有統(tǒng)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(guān)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(guān)性分析有關(guān)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(shù)據(jù)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(shù)據(jù)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(shù)分別為290和448例。異質(zhì)性檢驗組間差異有統(tǒng)計學意義(χ2=50.39，P＜0.000 01)，故采用隨機效應(yīng)模型進行效應(yīng)量的合并，見表4。結(jié)果顯示，在0.05檢驗水準，兩組比較差異有統(tǒng)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(guān)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(shù)分別為209例和191例。異質(zhì)性檢驗組間差異有統(tǒng)計學意義(χ2=8.34，P=0.02)，故采用隨機效應(yīng)模型進行效應(yīng)量的合并，見表5。結(jié)果顯示，在0.05檢驗水準，兩組差異有統(tǒng)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(guān)性分析 有關(guān)血清TK1水平的研究，1篇研究因未合計不同良性病變的結(jié)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(shù)分別為230例和292例。異質(zhì)性檢驗組間比較差異有統(tǒng)計學意義(χ2=16.79，P=0.02)，故采用隨機效應(yīng)模型進行效應(yīng)量的合并，見表6。結(jié)果顯示，在0.05檢驗水準，兩組差異有統(tǒng)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(guān)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(jié)轉(zhuǎn)移情況及分期情況與TK1相關(guān)性分析 有關(guān)乳腺癌患者淋巴結(jié)轉(zhuǎn)移情況與血清TK1水平相關(guān)性的研究，1篇文獻因研究術(shù)后轉(zhuǎn)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(zhuǎn)移組和有轉(zhuǎn)移組的研究例數(shù)分別為140例和186例。異質(zhì)性檢驗組間比較差異有統(tǒng)計學意義(χ2=145.86，P＜0.000 01)，故采用隨機效應(yīng)模型進行效應(yīng)量的合并，見表7。結(jié)果顯示，在0.05檢驗水準，兩組比較差異無統(tǒng)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(guān)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(guān)乳腺癌患者分期(Ⅰ期與Ⅱ～Ⅳ期)與血清TK1水平相關(guān)性的研究，2篇文獻因僅有亞組情況數(shù)據(jù)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(shù)分別為82和68例。異質(zhì)性檢驗組間比較差異有統(tǒng)計學意義(χ2=22.92，P＜0.000 1)，故采用隨機效應(yīng)模型進行效應(yīng)量的合并，見表8。結(jié)果顯示，在0.05檢驗水準，兩組比較差異無統(tǒng)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(guān)性分析中，納入因乳腺癌組ˉx與SD原始數(shù)據(jù)可能有誤而被排除的文獻［20］后，最終結(jié)果仍顯示兩組比較差異有統(tǒng)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(shù)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(guān)性分析中，納入因乳腺癌組ˉx與SD原始數(shù)據(jù)可能有誤而被排除的文獻［20］后，或分別排除權(quán)重最高［11，16］及最低［9］的文獻，最終結(jié)果仍顯示兩組比較差異有統(tǒng)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(quán)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(tǒng)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(guān)性Meta分析

表7 乳腺癌患者淋巴結(jié)轉(zhuǎn)移情況與血清TK1水平相關(guān)性Meta分析

表8 乳腺癌患者分期情況與血清TK1水平相關(guān)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(guān)性分析中，分別排除權(quán)重最高［22］及最低且與其他研究結(jié)果不一致［9］的文獻，兩組比較差異仍有統(tǒng)計學意義。

乳腺癌患者淋巴結(jié)轉(zhuǎn)移情況及不同分期與血清TK1水平相關(guān)性分析因納入研究數(shù)量較少，故未進行敏感性分析。

2.4 發(fā)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(chǎn)生一定偏倚，發(fā)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(fā)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(guān)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(fā)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(guān)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(fā)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(fā)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(guān)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(fā)表偏倚。④ 乳腺癌患者淋巴結(jié)轉(zhuǎn)移情況及不同分期與血清TK1水平相關(guān)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(fā)病率日漸上升的惡性腫瘤之一。TK是嘧啶代謝循環(huán)中的關(guān)鍵酶之一，能夠催化脫氧胸苷轉(zhuǎn)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(jiān)測和預(yù)后評估，以及對健康人群發(fā)生惡性腫瘤風險的早期預(yù)測和篩查。

Meta分析是通過多個不同研究的數(shù)據(jù)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(jié)果可能會受到偏倚、混雜等因素的影響［29］。對于重復(fù)發(fā)表收錄或資料雷同的研究，本研究只保留其中質(zhì)量最好的，并且嚴格按照文獻納入及排除標準，剔除數(shù)據(jù)不完整以及設(shè)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(shù)據(jù)較少，這樣就可能存在一定的偏倚，導致本研究的結(jié)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(jié)論的普遍性也會受到一定程度的影響。③在有關(guān)發(fā)表偏倚的評估方面，因漏斗圖評估發(fā)表偏倚屬于定性研究，其結(jié)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(fā)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(fā)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(jié)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(jié)轉(zhuǎn)移以及判斷分期的參考價值較低。此外，本研究顯示，有關(guān)血清TK1水平與乳腺疾病關(guān)系的臨床研究的方法學質(zhì)量仍有待提高，應(yīng)當進一步開展大樣本的高質(zhì)量研究以進一步了解其與乳腺疾病的關(guān)系及臨床應(yīng)用價值，本研究建議相關(guān)方面的研究應(yīng)重點關(guān)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(jié)果的報告，以減少發(fā)表偏倚。

［1］安曉靜，劉 沖，石群立.細胞質(zhì)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(zhuǎn)歸過程的檢測作用［J］.中國衛(wèi)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(yī)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(shù)后化療效果評估的意義［J］.南京醫(yī)科大學學報(自然科學版)，2010，30(7):1002 －4.

［11］關(guān) 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(yī)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(yīng)用價值［J］.國際醫(yī)藥衛(wèi)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(shù)后療效評估中的作用［J］.檢驗醫(yī)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(yī)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(guī)明，馮曉鴻，等.血清TK1、TPS、CA15-3聯(lián)合檢測在乳腺診斷中的臨床價值［J］.國際檢驗醫(yī)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(guān)系［J］.中國基層醫(yī)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(yīng)用［J］.實用醫(yī)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(yī)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(yù)后的關(guān)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(yī)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(zhì)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(guān)節(jié)炎的療效和不良反應(yīng)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(xù)寶，王素萍.臨床流行病學與循證醫(yī)學［M］.4版.北京:人民衛(wèi)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.