hbv感染与肝癌关系的meta分析

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1、HBV感染与肝癌关系的Meta分析【关键词】乙型肝炎病毒；肝癌；Meta分析　　我国是原发性肝癌（以下简称肝癌）的高发地区，特别是江苏的启东、海门，上海的崇明、南汇，浙江的舟山、岱山，福建的厦门、同安，广东的中山、顺德，广西的扶绥、隆安等高发地区，肝癌死亡率大于30/10万。目前研究较多的肝癌主要危险因素有：乙型肝炎病毒(HBV)、黄曲霉毒素、饮水、酒精、肝硬化、血吸虫病以及遗传因素等等。肝癌死亡率高，病因复杂，引起了众多学者对肝癌病因的关注，并相应进行了大量的研究。由于研究的人群、年龄、地域、观察终点、观

2、察方法等的不同，导致HBV感染与肝癌关系的流行病学研究结果多不一致。为此本研究在文献检索的基础上，采用Meta分析的方法对我国近10多年来有关HBV感染与肝癌关系的流行病学资料进行综合定量分析，以探讨目前我国人群中HBV感染状态与肝癌发生的关系，为制定预防策略提供理论依据。　　1材料与方法　　1.1资料　　通过计算机检索中国医学文献数据库和文献追溯的方法，收集国内1993年1月～2007年7月间公开发表的关于HBV感染与肝癌关系的文献。本研究不包括尚未公开发表的文献。中文检索词包括：“原发性肝癌”、“乙型”

3、、“病毒性肝炎”、“危险因素”、“病例对照研究”。　　1.2文献纳入标准　　1993年1月～2007年7月间国内外公开发表的文献；研究对象是中国人群；研究设计是病例对照研究；研究内容是HBV感染与原发性肝癌的关系，其中“HBV感染”定义为血清标志物HBsAg、HBeAg、AntiHBe、AntiHBc和HBVDNA中任一项阳性；文献的原始资料提供OR值及95%CI，或所提供的数据可转化为OR值及95%CI。　　1.3文献排除标准　　对文献进行质量评价，排除重复报告的文献；报告信息太少以至无法利用的研究；

4、未提供病例及对照；病例诊断标准不明确；无对照组；资料分析方法有误或不提供；未提供OR值及95%CI或可以转化为OR值及95%CI的数据；队列研究的文献；综述文献等。　　1.4资料分析　　按照Meta分析的要求整理数据，建立数据库，并核校数据。应用Revieanager4.2软件对HBV感染与肝癌的关系进行分析，以比值比（oddradio，OR）为效应指标，计算合并OR及95％可信区间。对研究文献所得的OR值进行异质性检验，若检验结果不拒绝零假设，可以采用固定效应模型（MantelHaenszel法）；若拒

5、绝零假设，应采用随机效应模型（DerSimonianandLaird法）。资料的敏感性分析［1］主要是：①比较选择不同统计模型时，效应合并值的差异；②比较剔除样本含量较少的文献前后，结论的差异。发表偏倚的识别：漏斗图（funnelplots）分析、线性回归法和失安全系数（failsafenumber）法。　　2结果　　2.1研究资料的基本特征　　本研究共检索到中文文献69篇，对文献进行质量评价，根据文献的纳人和排除标准，最后筛选出24篇HBV感染与肝癌关系的研究进行Meta分析。文献情况见表1。　　2.2

6、Meta分析结果　　24篇文献经异质性检验，χ2=29.59，P=0.16，提示采用固定效应模型进行Meta分析，合并OR为11.81（95％CI为10.33～13.50）。总体效应检验，Z=36.14，P＜0.00001，具有统计学意义，结果见图1。　　表1HBV感染与肝癌关系的文献　（略）　　　图1HBV感染与肝癌关系的Meta分析（略）　　2.3敏感性分析　　①比较固定效应模型和随机效应模型的Meta分析结果：随机效应模型估计出合并OR值为11.90（95%CI为10.21～13.88），与固定效应模

7、型结果基本一致；②比较剔除样本含量较少的文献前后Meta分析结果：本次研究的资料中有3篇文献［8,23,24］样本量较少，其病例/对照数分别为50/50、52/52、90/40，对这些研究剔除后进行meta分析，合并OR为11.64（95%CI为10.15～13.34)和剔除前结果相近。　　2.4发表偏倚的识别　　如图2所示，漏斗图基本对称，大部分资料对应的点位于95%可信区间内；线性回归法结果表明t=1.32，P=0.20>0.05，因而不拒绝截距a=0的假设，表明漏斗图是对称的；失安全数为1407

8、5，远远大于5k＋10＝130，即需至少14075篇阴性结果文献才能推翻HBV感染与肝癌相关的结论，表明本研究可忽视发表偏倚的影响。图2HBV感染与肝癌关系的漏斗图　　3讨论　　罗瑞红等［25］开展的中国人群HBV感染与原发性肝癌关系病例对照研究的Meta分析，合并OR为11.34（95％CI为8.72～14.75）。本次研究严格按照纳入标准和排除标准筛选文献，剔除质量较差的文献，运用Meta分析方法估计合并OR