白 宇，孔令超，高曉虹，王 豐，梁馨予，王家凝，李曉楓

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脂聯(lián)素基因rs2241766和rs266729位點(diǎn)單核苷酸多態(tài)性與缺血性腦卒中易患性關(guān)系的Meta分析

白 宇，孔令超，高曉虹，王 豐，梁馨予，王家凝，李曉楓*

目的 通過(guò)Meta分析評(píng)價(jià)脂聯(lián)素基因rs2241766、rs266729位點(diǎn)單核苷酸多態(tài)性與缺血性腦卒中易患性的關(guān)系。方法 2016年5—12月，計(jì)算機(jī)檢索PubMed、EMBase、Web of Science、Cochrane Library、Springer-link、Biosis、中國(guó)生物醫(yī)學(xué)文獻(xiàn)數(shù)據(jù)庫(kù)(CBM)、中國(guó)知網(wǎng)(CNKI)、維普網(wǎng)和萬(wàn)方數(shù)據(jù)知識(shí)服務(wù)平臺(tái)中有關(guān)脂聯(lián)素基因rs2241766、rs266729位點(diǎn)單核苷酸多態(tài)性與缺血性腦卒中易患性關(guān)系的文獻(xiàn)。提取納入文獻(xiàn)信息，包括第一作者、發(fā)表時(shí)間、地域、基因分型方法、樣本量、年齡、基因型分布。采用Newcastle-Ottawa Scale(NOS)量表評(píng)價(jià)納入文獻(xiàn)的方法學(xué)質(zhì)量。采用Stata 12.0軟件計(jì)算病例組和對(duì)照組顯性模型、隱性模型、共顯性模型比較的合并OR值及其95%置信區(qū)間(95%CI)。結(jié)果 納入11篇文獻(xiàn)，病例組2 934例，對(duì)照組3 721例。納入文獻(xiàn)NOS量表評(píng)分6～9分，平均7.8分。兩組rs2241766位點(diǎn)顯性模型〔OR=0.90，95%CI(0.74,1.08)〕、隱性模型〔OR=0.69，95%CI(0.47,1.01)〕、共顯性模型(TT與GG)〔OR=0.71，95%CI(0.48,1.04)〕、共顯性模型(TT與TG)〔OR=0.95，95%CI(0.84,1.07)〕比較，差異均無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。兩組rs266729位點(diǎn)顯性模型〔OR=0.85，95%CI(0.70,1.03)〕、隱性模型〔OR=0.78，95%CI(0.49,1.25)〕、共顯性模型(CC與GG)〔OR=0.74，95%CI(0.45,1.22)〕、共顯性模型(CC與CG)〔OR=0.88，95%CI(0.74,1.04)〕比較，差異均無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。結(jié)論 尚不能說(shuō)明脂聯(lián)素基因rs2241766、rs266729位點(diǎn)單核苷酸多態(tài)性與缺血性腦卒中易患性有關(guān)。

卒中；脂聯(lián)素；多態(tài)性，單核苷酸；疾病遺傳易感性；Meta分析

脂聯(lián)素(adiponectin)又稱(chēng)apM1、GBP21，是由脂肪組織分泌的脂肪因子，其通過(guò)與特異性受體結(jié)合發(fā)揮抗動(dòng)脈粥樣硬化、增加胰島素敏感性、調(diào)脂、抗炎等生物學(xué)效應(yīng)[1-2]。脂聯(lián)素基因編碼脂聯(lián)素，定位于人染色體3q27[3]，其單核苷酸多態(tài)性與脂聯(lián)素水平相關(guān)[4]。同時(shí)，有研究報(bào)道脂聯(lián)素基因的多個(gè)多態(tài)性位點(diǎn)，如rs2241766(+45T>G)、rs266729(-11377C>G)位點(diǎn)與腦卒中相關(guān)，但研究結(jié)果并不一致。

陳小良[5]和LIU等[6]研究均顯示rs266729位點(diǎn)與缺血性腦卒中相關(guān)，而未發(fā)現(xiàn)rs2241766位點(diǎn)與缺血性腦卒中存在關(guān)聯(lián)；YAMADA等[7]在日本人群中研究發(fā)現(xiàn)，rs266729位點(diǎn)與動(dòng)脈粥樣硬化性腦梗死相關(guān)；相波等[8]研究也顯示rs2241766位點(diǎn)可能與動(dòng)脈粥樣硬化性腦梗死的發(fā)生無(wú)關(guān)。但李曉霞等[9]研究卻顯示中國(guó)人群中rs2241766位點(diǎn)與缺血性腦卒中顯著相關(guān)，而rs266729位點(diǎn)與缺血性腦卒中無(wú)關(guān)聯(lián)。辛雅萍等[10]研究也顯示，rs2241766位點(diǎn)與缺血性腦卒中的易患性相關(guān)。為此，本研究采用Meta分析評(píng)價(jià)脂聯(lián)素基因rs2241766位點(diǎn)和rs266729位點(diǎn)單核苷酸多態(tài)性與缺血性腦卒中的關(guān)系，從遺傳學(xué)和分子流行病學(xué)角度為缺血性腦卒中的防治提供依據(jù)。

1 資料與方法

1.1 文獻(xiàn)納入標(biāo)準(zhǔn) (1)國(guó)內(nèi)外公開(kāi)發(fā)表的關(guān)于脂聯(lián)素基因rs2241766、rs266729位點(diǎn)單核苷酸多態(tài)性與缺血性腦卒中關(guān)系的文獻(xiàn)；(2)原始文獻(xiàn)；(3)研究對(duì)象為人群；(4)病例對(duì)照研究；(5)經(jīng)顱腦CT/MRI確診的缺血性腦卒中患者，其診斷符合第4屆全國(guó)腦血管病學(xué)術(shù)會(huì)議修訂的腦卒中診斷標(biāo)準(zhǔn)[11]；(6)報(bào)道相關(guān)基因基因型或等位基因頻率；(7)對(duì)照組基因頻率分布符合Hardy-Weinberg遺傳平衡定律；(8)研究終點(diǎn)為缺血性腦卒中；(9)重復(fù)發(fā)表的文獻(xiàn)僅保留最新發(fā)表、資料最詳實(shí)、樣本量最大者。

1.2 文獻(xiàn)檢索 2016年5—12月，兩名研究者在PubMed、EMBase、Web of Science、Cochrane Library、Springer-link、Biosis、中國(guó)生物醫(yī)學(xué)文獻(xiàn)數(shù)據(jù)庫(kù)(CBM)、中國(guó)知網(wǎng)(CNKI)、維普網(wǎng)和萬(wàn)方數(shù)據(jù)知識(shí)服務(wù)平臺(tái)進(jìn)行獨(dú)立檢索。中文檢索式：(卒中OR腦卒中OR中風(fēng)OR腦中風(fēng)OR腦血管意外OR腦缺血OR腦血管病OR腦梗死OR缺血性腦卒中)AND(基因OR單核苷酸多態(tài)現(xiàn)象OR SNP OR遺傳關(guān)聯(lián)研究)AND(脂聯(lián)素OR ADIPOQ OR APM1 OR ACDC)，英文檢索式：(stroke OR apoplexy OR cerebral stroke OR ischemic stroke OR cerebral infarction OR cerebral ischemia)AND(gene OR polymorphism OR genetic association OR SNP OR single nucleotide polymorphism )AND(adiponectin OR ADIPOQ OR APM1 OR ACDC)。收集2016年5月前以中、英文公開(kāi)發(fā)表的所有相關(guān)文獻(xiàn)，手工檢索及文獻(xiàn)追溯確保查全。原始文獻(xiàn)數(shù)據(jù)不全時(shí)通過(guò)聯(lián)系作者獲得完整數(shù)據(jù)。

1.3 文獻(xiàn)的資料提取與質(zhì)量評(píng)價(jià) 兩名研究者依據(jù)統(tǒng)一的文獻(xiàn)檢索策略及納入、排除標(biāo)準(zhǔn)獨(dú)立對(duì)文獻(xiàn)進(jìn)行篩選、數(shù)據(jù)提取及質(zhì)量評(píng)價(jià)。提取文獻(xiàn)信息包括第一作者、發(fā)表時(shí)間、地域、基因分型方法、樣本量、年齡、基因型分布。如出現(xiàn)分歧，雙方討論解決。采用Newcastle-Ottawa Scale(NOS)量表評(píng)價(jià)納入文獻(xiàn)的方法學(xué)質(zhì)量，采用星級(jí)對(duì)3部分內(nèi)容(病例組和對(duì)照組的選擇、可比性、危險(xiǎn)因素的暴露情況)進(jìn)行評(píng)價(jià)，總分9分，≥6分為高質(zhì)量文獻(xiàn)。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用Stata 12.0軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)分析，對(duì)納入文獻(xiàn)進(jìn)行Hardy-Weinberg遺傳平衡檢驗(yàn)，以P<0.05認(rèn)為基因型分布不服從遺傳平衡定律。采用Q檢驗(yàn)和I2值評(píng)價(jià)研究的統(tǒng)計(jì)學(xué)異質(zhì)性，P<0.1或I2>50%，表明各研究存在統(tǒng)計(jì)學(xué)異質(zhì)性，采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行分析，否則采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析，計(jì)算病例組和對(duì)照組rs2241766位點(diǎn)顯性模型(TT與TG+GG)、隱性模型(TG+TT與GG)、共顯性模型(TT與GG、TT與TG)，以及rs266729位點(diǎn)顯性模型(CC與CG+GG)、隱性模型(CG+CC與GG)、共顯性模型(CC與GG、CC與CG)比較的合并OR值及其95%置信區(qū)間(95%CI)。對(duì)入選的文獻(xiàn)進(jìn)行亞組分析和敏感性分析，判斷結(jié)果的穩(wěn)定性；采用漏斗圖和Egger檢驗(yàn)評(píng)價(jià)文獻(xiàn)的發(fā)表偏倚。以P<0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 文獻(xiàn)納入及評(píng)價(jià) 初篩獲得文獻(xiàn)310篇，排除重復(fù)、不符合納入標(biāo)準(zhǔn)文獻(xiàn)299篇，最終納入11篇文獻(xiàn)[5-8,10，12-17]，包含缺血性腦卒中患者2 934例，對(duì)照組3 721例。各文獻(xiàn)對(duì)照組均來(lái)自醫(yī)院，且基因型分布均符合Hardy-Weinberg遺傳平衡定律。納入文獻(xiàn)NOS量表評(píng)分6～9分，平均7.8分，納入文獻(xiàn)質(zhì)量較好。文獻(xiàn)篩選流程見(jiàn)圖1，納入文獻(xiàn)特征及質(zhì)量評(píng)價(jià)見(jiàn)表1、2。

表1 納入文獻(xiàn)基本特征

注：TaqMan =熒光定量聚合酶鏈反應(yīng)的TaqMan探針?lè)?，PCR-RFLP=限制性片段長(zhǎng)度多態(tài)性聚合酶鏈反應(yīng)，PCR-SSOP=序列特異性引物聚合酶鏈反應(yīng)技術(shù)；a表示數(shù)據(jù)有缺失，原文獻(xiàn)未說(shuō)明原因；-無(wú)此數(shù)據(jù)

圖1 文獻(xiàn)篩選流程圖

2.2 Meta分析

2.2.1 rs2241766位點(diǎn)與缺血性腦卒中易患性的關(guān)系 10篇文獻(xiàn)[5-6,8,10，12-17]比較了病例組與對(duì)照組rs2241766位點(diǎn)基因型頻率。在兩組顯性模型比較中，各研究有統(tǒng)計(jì)學(xué)異質(zhì)性(I2=60.2%,P=0.007)，采用隨機(jī)效應(yīng)模型分析。Meta分析結(jié)果顯示，兩組顯性模型比較，差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義〔OR=0.90，95%CI(0.74,1.08)〕。在兩組隱性模型比較中，各研究有統(tǒng)計(jì)學(xué)異質(zhì)性(I2=67.0%,P=0.001)，采用隨機(jī)效應(yīng)模型分析。Meta分析結(jié)果顯示，兩組隱性模型比較，差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義〔OR=0.69，95%CI(0.47,1.01)〕。在兩組共顯性模型(TT與GG)比較中，各研究有統(tǒng)計(jì)學(xué)異質(zhì)性(I2=63.3%,P=0.004)，采用隨機(jī)效應(yīng)模型分析。Meta分析結(jié)果顯示，兩組共顯性模型(TT與GG)比較，差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義〔OR=0.71，95%CI(0.48,1.04)〕。在兩組共顯性模型(TT與TG)比較中，各研究無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)異質(zhì)性(I2=21.1%,P=0.249)，采用固定效應(yīng)模型分析。Meta分析結(jié)果顯示，兩組共顯性模型(TT與TG)比較，差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義〔OR=0.95，95%CI(0.84,1.07)，見(jiàn)圖2〕。

2.2.2 rs266729位點(diǎn)與缺血性腦卒中易患性的關(guān)系 7篇文獻(xiàn)[5-8,12-13,17]比較了病例組與對(duì)照組rs266729位點(diǎn)基因型頻率。在兩組顯性模型比較中，各研究有統(tǒng)計(jì)學(xué)異質(zhì)性(I2=66.5%,P=0.007)，采用隨機(jī)效應(yīng)模型分析。Meta分析結(jié)果顯示，兩組顯性模型比較，差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義〔OR=0.85，95%CI(0.70,1.03)〕。在兩組隱性模型比較中，各研究有統(tǒng)計(jì)學(xué)異質(zhì)性(I2=78.8%,P<0.001)，采用隨機(jī)效應(yīng)模型分析。Meta分析結(jié)果顯示，兩組隱性模型比較，差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義〔OR=0.78，95%CI(0.49,1.25)〕。在兩組共顯性模型(CC與GG)比較中，各研究有統(tǒng)計(jì)學(xué)異質(zhì)性(I2=80.0%,P<0.001)，采用隨機(jī)效應(yīng)模型分析。Meta分析結(jié)果顯示，兩組共顯性模型(CC與GG)比較，差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義〔OR=0.74，95%CI(0.45,1.22)〕。在兩組共顯性模型(CC與CG)比較中，各研究有統(tǒng)計(jì)學(xué)異質(zhì)性(I2=53.8%,P=0.043)，采用隨機(jī)效應(yīng)模型分析。Meta分析結(jié)果顯示，兩組共顯性模型(CC與CG)比較，差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義〔OR=0.88，95%CI(0.74,1.04)，見(jiàn)圖3〕。

2.3 亞組分析

2.3.1 rs2241766位點(diǎn)的亞組分析 在研究對(duì)象為中國(guó)人群的9篇文獻(xiàn)[5-6,8,10，12-16]中，病例組與對(duì)照組隱性模型、共顯性模型(TT與GG)比較，差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05)。在基因分型方法為PCR-SSOP的文獻(xiàn)[10]中，病例組與對(duì)照組顯性模型、隱性模型、共顯性模型(TT與GG)比較，差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05，見(jiàn)表3)。

2.3.2 rs266729位點(diǎn)的亞組分析 在研究對(duì)象為日本人群的文獻(xiàn)[7]中,病例組與對(duì)照組顯性模型、隱性模型、共顯性模型(CC與GG)比較，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05)。在研究對(duì)象為美國(guó)人群的文獻(xiàn)[17]中，病例組和對(duì)照組隱性模型、共顯性模型(CC與GG)比較，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05，見(jiàn)表4)。

在基因分型方法為PCR-RFLP的文獻(xiàn)[6，8,12]中，病例組與對(duì)照組顯性模型、隱性模型、共顯性模型(CC與GG)、共顯性模型(CC與CG)比較，差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05)。在基因分型方法為PCR-SSOP的文獻(xiàn)[7]中，病例組與對(duì)照組顯性模型、隱性模型、共顯性模型(CC與GG)比較，差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05，見(jiàn)表4)。

2.4 敏感性分析

2.4.1 rs2241766位點(diǎn)敏感性分析 剔除文獻(xiàn)[5]后，兩組隱性模型和共顯性模型(TT與GG)比較的結(jié)果發(fā)生反轉(zhuǎn)，合并效應(yīng)量分別為OR=0.63〔95%CI(0.43,0.92)〕、OR=0.64〔95%CI(0.44,0.93)〕。剔除文獻(xiàn)[17]后，兩組共顯性模型(TT與GG)和隱性模型比較的結(jié)果發(fā)生反轉(zhuǎn)，合并效應(yīng)量分別為OR=0.65〔95%CI(0.44,0.96)〕、OR=0.66〔95%CI(0.45,0.98)〕。

2.4.2 rs266729位點(diǎn)敏感性分析 剔除文獻(xiàn)[5]后，兩組隱性模型和共顯性模型(CC與GG)比較的結(jié)果發(fā)生反轉(zhuǎn)，合并效應(yīng)量分別為OR=0.77〔95%CI(0.68,0.87)〕 、OR=0.81〔95%CI(0.71,0.92)〕 。剔除文獻(xiàn)[17]后，兩組隱性模型和共顯性模型(CC與GG)比較的結(jié)果發(fā)生反轉(zhuǎn)，合并效應(yīng)量分別為OR=0.64〔95%CI(0.45,0.90)〕 、OR=0.61〔95%CI(0.40,0.93)〕。

2.5 發(fā)表偏倚 rs2241766位點(diǎn)顯性模型、隱性模型、共顯性模型(TT與GG)及rs266729位點(diǎn)顯性模型、隱性模型、共顯性模型(CC與GG、CC與CG)的漏斗圖對(duì)稱(chēng)性較差，Egger檢驗(yàn)顯示，兩位點(diǎn)各模型發(fā)表偏倚對(duì)結(jié)果影響較小(P>0.05，見(jiàn)表5，漏斗圖詳見(jiàn)本刊官網(wǎng)www.chinagp.net電子期刊相應(yīng)文章附件)。

圖2 rs2241766位點(diǎn)與缺血性腦卒中易患性關(guān)系的森林圖

圖3 rs266729位點(diǎn)與缺血性腦卒中易患性關(guān)系的森林圖

亞組顯性模型隱性模型共顯性模型(TT與GG)共顯性模型(TT與TG)OR95%CIOR95%CIOR95%CIOR95%CI地域 中國(guó)086(071，104)065(044，097)066(045，098)092(081，104) 美國(guó)137(092，205)177(051，612)189(054，656)133(088，202)基因分型方法 PCR?RFLP089(077，103)078(059，104)077(057，102)092(079，107) TaqMan101(064，159)096(045，202)096(040，230)100(083，122) PCR?SSOP022(006，083)017(008，039)013(003，049)064(015，276)

表4 rs266729位點(diǎn)與缺血性腦卒中易患性關(guān)系的亞組分析

表5 發(fā)表偏倚的Egger檢驗(yàn)結(jié)果

3 討論

本研究納入的文獻(xiàn)中，認(rèn)為rs2241766位點(diǎn)與缺血性腦卒中易患性相關(guān)的文獻(xiàn)有3篇[5,13-14]，認(rèn)為無(wú)相關(guān)性的文獻(xiàn)有7篇[6,8,10,12,15-17]；認(rèn)為rs266729位點(diǎn)與缺血性腦卒中易患性相關(guān)的文獻(xiàn)有5篇[5,8,12-13,17]，認(rèn)為無(wú)相關(guān)性的文獻(xiàn)有2篇[6,16]。亞組分析發(fā)現(xiàn)，異質(zhì)性來(lái)源為納入人群的地域和基因分型方法。在納入人群為中國(guó)人的文獻(xiàn)和基因分型方法為PCR-SSOP的文獻(xiàn)亞組分析中均發(fā)現(xiàn)，兩組rs2241766位點(diǎn)隱性模型、共顯性模型(TT與GG)比較有差異(OR<1.00)；在納入人群為日本人的文獻(xiàn)、基因分型方法為PCR-RFLP或PCR-SSOP的文獻(xiàn)中，兩組rs266729位點(diǎn)顯性模型、隱性模型、共顯性模型(CC與GG)比較有差異(OR<1.00)，而納入人群為美國(guó)人的文獻(xiàn)中，兩組rs266729位點(diǎn)隱性模型、共顯性模型(CC與GG)比較有差異(OR>1.00)。張歡[18]進(jìn)行的Meta分析顯示，僅在亞洲人群中發(fā)現(xiàn)rs266729位點(diǎn)與腦血管疾病存在相關(guān)性，未在歐洲人群中發(fā)現(xiàn)兩者的相關(guān)性。解曉睿等[19]進(jìn)行的Meta分析同樣顯示，中國(guó)人群rs2241766位點(diǎn)與缺血性腦卒中易患性相關(guān)。HEGENER等[17]納入人群僅限美國(guó)白人男性，對(duì)Meta分析結(jié)果可能存在影響，但在類(lèi)似人群中缺乏相關(guān)基因位點(diǎn)與缺血性腦卒中相關(guān)性的研究，無(wú)法對(duì)結(jié)果進(jìn)行進(jìn)一步證實(shí)，推測(cè)可能由于種族和環(huán)境因素造成美國(guó)白人男性rs266729位點(diǎn)G突變，使缺血性腦卒中的發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)降低。

本研究在對(duì)應(yīng)用PCR-RFLP或PCR-SSOP為基因分型方法的文獻(xiàn)進(jìn)行Meta分析發(fā)現(xiàn)，rs266729位點(diǎn)與缺血性腦卒中易患性相關(guān)。在關(guān)于rs2241766位點(diǎn)與缺血性腦卒中易患性關(guān)系的文獻(xiàn)中，僅辛雅萍等[10]基因分型方法為PCR-SSOP，該研究病例組為2型糖尿病合并腦卒中患者，而已有研究表明，脂聯(lián)素基因多態(tài)性與2型糖尿病具有相關(guān)性[20]，因此，該研究納入Meta分析時(shí)研究對(duì)象的代表性不強(qiáng)，對(duì)結(jié)果的影響較大。

經(jīng)敏感性分析，在剔除陳小良[5]和HEGENER等[17]文獻(xiàn)后，Meta分析結(jié)果發(fā)生改變。陳小良[5]研究樣本量較大，文獻(xiàn)質(zhì)量較高，權(quán)重較大。HEGENER等[17]納入人群為美國(guó)白人男性，其余文獻(xiàn)的納入人群均來(lái)自亞洲，因此該兩項(xiàng)研究對(duì)合并后結(jié)果的影響較大。提示在亞洲人群，尤其是中國(guó)人群中，rs2241766位點(diǎn)可能與缺血性腦卒中的易患性有關(guān)。

本研究分別通過(guò)漏斗圖和Egger檢驗(yàn)對(duì)可能存在的發(fā)表偏倚進(jìn)行定性和定量分析，結(jié)果顯示兩位點(diǎn)的各基因型存在的發(fā)表偏倚對(duì)結(jié)果影響較小，說(shuō)明該領(lǐng)域研究情況真實(shí)，結(jié)果可信。

最近的脂聯(lián)素基因單核苷酸多態(tài)性與缺血性腦卒中相關(guān)性的Meta分析為SHEN等[21]發(fā)表于2015年，文獻(xiàn)檢索截止時(shí)間為2013年7月。本文對(duì)近幾年發(fā)表的相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行補(bǔ)充，新增了陳琳迪等[14](2013年)、相波等[8,12](2014年)、HE等[16](2015年)的文獻(xiàn)，且補(bǔ)充了楊秀娟等[15](2008年)和陳小良[5](2010年)的文獻(xiàn)。因李曉霞等[9](2009)與陳小良等[13](2010年)為同一研究，前者發(fā)表時(shí)間較晚，本文遵從相同研究保留最新的原則，未納入李曉霞等[9]研究。本文納入文獻(xiàn)較全，Meta分析結(jié)果可靠，結(jié)論可信。

本文的局限性：(1)納入文獻(xiàn)質(zhì)量存在差異，經(jīng)敏感性分析未能完全掌握異質(zhì)性的真正來(lái)源；(2)缺血性腦卒中具有不同的病因?qū)W亞型，其發(fā)病機(jī)制存在差異，除相波等[12]研究外，其余研究均未就缺血性腦卒中的病因?qū)W亞型進(jìn)行分類(lèi)，可能會(huì)影響結(jié)果；(3)基因分型的方法存在差異，經(jīng)亞組分析可知不同基因分型方法可能對(duì)結(jié)果造成影響，提示之后應(yīng)當(dāng)探討不同基因分型方法在基因單核苷酸多態(tài)性與疾病關(guān)聯(lián)研究中的作用；(4)納入人群僅包括中國(guó)、日本和美國(guó)，仍需擴(kuò)大研究范圍，補(bǔ)充全球范圍內(nèi)有關(guān)脂聯(lián)素基因與缺血性腦卒中關(guān)聯(lián)的資料，使研究對(duì)象更具代表性、研究結(jié)果更具科學(xué)性、研究的臨床應(yīng)用價(jià)值更高。此外，由于缺血性腦卒中是多種因素共同作用的結(jié)果，如可能存在基因和環(huán)境因素間的交互作用或基因與基因間的交互作用，均會(huì)對(duì)Meta分析結(jié)果造成影響。目前仍需大量的相關(guān)研究予以進(jìn)一步說(shuō)明缺血性腦卒中的發(fā)生機(jī)制與影響因素。

綜上所述，本文通過(guò)Meta分析，尚不能說(shuō)明脂聯(lián)素基因rs2241766和rs266729位點(diǎn)單核苷酸多態(tài)性與缺血性腦卒中的易患性相關(guān)。尚需大量的多種族、多因素、多方法的研究來(lái)對(duì)該結(jié)果進(jìn)一步證實(shí)。

作者貢獻(xiàn)：白宇、李曉楓進(jìn)行文章的構(gòu)思與設(shè)計(jì)、實(shí)施與可行性分析、結(jié)果的分析與解釋?zhuān)⒆珜?xiě)論文；白宇、孔令超、王豐、梁馨予、王家凝進(jìn)行數(shù)據(jù)收集、整理、統(tǒng)計(jì)學(xué)處理；高曉虹進(jìn)行論文的修訂，負(fù)責(zé)文章的質(zhì)量控制及審校；李曉楓對(duì)文章整體負(fù)責(zé)，監(jiān)督管理。

本文無(wú)利益沖突。

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(本文編輯：吳立波)

Association of rs2241766 and rs266729 Single-nucleotide Polymorphisms in the Adiponectin Gene with the Risk of Ischemic Stroke:a Meta-analysis

BAIYu,KONGLing-chao,GAOXiao-hong,WANGFeng,LIANGXin-yu,WANGJia-ning,LIXiao-feng*

DepartmentofEpidemiologyandHealthStatistics,SchoolofPublicHealth，DalianMedicalUniversity,Dalian116044,China

*Correspondingauthor：LIXiao-feng，Professor；E-mail:lxf_chen@163.com

Objective To evaluate the relationship of rs2241766 and rs266729 single-nucleotide polymorphisms in the adiponectin gene with the risk of ischemic stroke by using meta-analysis.Methods We did a review of studies about the relationship of rs2241766 and rs266729 single-nucleotide polymorphisms in the adiponectin gene with the risk of ischemic stroke from PubMed,EMBase,Web of Science,Cochrane Library,Springer-link,Biosis,CBM,CNKI,VIP and Wanfang Data from May to December in 2016.We extracted the following information of the included articles:the first author,published time and area,genotyping method,sample size,age,and genotypes.Methodological quality evaluation of the included studies was conducted by Newcastle-Ottawa Scale(NOS).Stata 12.0 statistic software was used to analyze the comparisons between the case group and control group of rs2241766 and rs266729 polymorphic loci in dominant,recessive,and co-dominant models.According to OR value and its 95%CI,the association between adiponectin gene polymorphism and the risk of ischemic stroke was evaluated.Results A total of 11 articles were included with 2 934 case and 3 721 control group.The NOS scores of the articles ranged from 6 to 9 points,with an average of 7.8 points.There were no significant differences in rs2241766 between the case group and control group in dominance model〔OR=0.90,95%CI(0.74,1.08)〕,recessive model〔OR=0.69，95%CI(0.47,1.01)〕,co-dominant model(TT and GG)〔OR=0.71，95%CI(0.48,1.04)〕,co-dominant model(TT and TG)〔OR=0.95，95%CI(0.84,1.07)〕.There were no significant differences in rs266729 between the case group and control group in dominance model〔OR=0.85，95%CI(0.70,1.03)〕,recessive model〔OR=0.78，95%CI(0.49,1.25)〕,co-dominant model(CC and GG)〔OR=0.74，95%CI(0.45,1.22)〕,co-dominant model(CC and CG)〔OR=0.88，95%CI(0.74,1.04)〕.Conclusion The rs2241766 and rs266729 single-nucleotide polymorphisms in the adiponectin gene have no correlation with the risk of ischemic stroke.

Stroke；Adiponectin；Polymorphism,single nucleotide；Genetic predisposition to disease；Meta-analysis

R 743

A

10.3969/j.issn.1007-9572.2017.11.014

選擇可比性暴露總分陳小良[5]3238LIU[6]4239YAMADA[7]3238相波[8]3238辛雅萍[10]2136相波[12]2237陳小良[13]3227陳琳迪[14]3238楊秀娟[15]3238HE[16]4138HEGENER[17]4239

2016-09-19；

2017-03-01)

116044遼寧省大連市，大連醫(yī)科大學(xué)公共衛(wèi)生學(xué)院流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)教研室

*通信作者：李曉楓，教授；E-mail:lxf_chen@163.com

白宇，孔令超，高曉虹，等.脂聯(lián)素基因rs2241766和rs266729位點(diǎn)單核苷酸多態(tài)性與缺血性腦卒中易患性關(guān)系的Meta分析[J].中國(guó)全科醫(yī)學(xué)，2017，20(11)：1348-1354.[www.chinagp.net]

BAI Y,KONG L C,GAO X H,et al.Association of rs2241766 and rs266729 single-nucleotide polymorphisms in the adiponectin gene with the risk of ischemic stroke:a meta-analysis[J].Chinese General Practice，2017，20(11)：1348-1354.