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血液系統(tǒng)的惡性腫瘤與炎癥因子動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)
眾所周知，炎癥反應(yīng)是一個(gè)動(dòng)態(tài)過程，因此在單個(gè)時(shí)間點(diǎn)觀察到的高（或低）值可能無法準(zhǔn)確代表炎癥因子變化的總體趨勢(shì)。外周血循環(huán)炎癥相關(guān)生物標(biāo)志物較易獲，便于動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)，C反應(yīng)蛋白（CRP）是最常用的生物標(biāo)志物之一。
觀察性研究表明，CRP，炎癥調(diào)節(jié)因子和多發(fā)性骨髓瘤（MM）之間有很強(qiáng)的相關(guān)性，但因果關(guān)系的方向仍不清楚。在這里，作者采用人類細(xì)胞因子、CRP和MM的全基因組關(guān)聯(lián)性研究（GWAS）的匯總數(shù)據(jù)，設(shè)計(jì)了一個(gè)雙向孟德爾隨機(jī)化分析(MR)。這項(xiàng)MR研究表明炎癥與MM之間存在因果關(guān)系，炎癥因子對(duì)MM的作用由五種常見炎癥因子驅(qū)動(dòng)：?jiǎn)魏思?xì)胞特異性趨化因子3（MCP3），血管內(nèi)皮生長(zhǎng)因子（VEGF），白介素-10（IL-10），白細(xì)胞介素-7（IL-7）和腫瘤壞死因子β（TNF-β）。并且MM的易感性也可能導(dǎo)致的IL-17水平升高。這些發(fā)現(xiàn)提示炎癥與MM之間存在因果關(guān)系，并為MM的病因，預(yù)防和預(yù)后提供了新的線索。
文章于2022/6/16發(fā)表在international journal of cancer (IF 7.2)，題目為“炎癥因子與多發(fā)性骨髓瘤的因果關(guān)系:雙向孟德爾隨機(jī)化研究（Causal relationships between inflammatory factors and multiple myeloma: A bidirectional Mendelian randomization Study）”，以下是文章分享~
背景
多發(fā)性骨髓瘤（MM）是一種B細(xì)胞來源惡性腫瘤，其特征在于單克隆漿細(xì)胞的增殖和非功能性免疫球蛋白的過量產(chǎn)生，占所有惡性腫瘤的1%，占血液系統(tǒng)惡性腫瘤的約10%的。MM患者通常會(huì)出現(xiàn)復(fù)雜的并發(fā)癥，例如貧血，感染，骨折和疼痛，腎功能不全，神經(jīng)系統(tǒng)損傷的以及其他癥狀。
持續(xù)的炎癥會(huì)破壞組織完整性，并可通過促進(jìn)腫瘤細(xì)胞增殖，遷移，侵襲和血管生成來驅(qū)動(dòng)腫瘤發(fā)生。根據(jù)耶魯大學(xué)癌癥中心的早期研究，炎癥和脂質(zhì)對(duì)免疫系統(tǒng)的慢性刺激導(dǎo)致了三分之一的MM病例，因此研究人員得出結(jié)論，溶血磷脂的長(zhǎng)期免疫激活可能是包括MM在內(nèi)的一些散發(fā)性單克隆丙種球蛋白病的基礎(chǔ)。
相反，由于MM是B細(xì)胞譜系中無法治愈的惡性腫瘤，源自腫瘤微環(huán)境的慢性炎癥誘導(dǎo)的細(xì)胞因子穩(wěn)態(tài)變化是不可逆的，這最終可能導(dǎo)致殘留問題或復(fù)發(fā)。此外，隨著對(duì)MM生物學(xué)認(rèn)識(shí)的提高，白細(xì)胞介素，腫瘤壞死因子，生長(zhǎng)因子，干擾素和趨化因子的關(guān)鍵作用已得到廣泛驗(yàn)證。
許多研究使用已知的炎癥生物標(biāo)志物來推斷炎癥反應(yīng)的狀態(tài)，并將CRP作為最常用的生物標(biāo)志物之一。因此，作者將研究的重點(diǎn)放在CRP和其他可用的全身炎癥調(diào)節(jié)因子。---盡管流行病學(xué)，遺傳學(xué)和生物學(xué)研究已經(jīng)確定了與MM相關(guān)的炎癥因子，但以前的研究可能無法確切的分析出因果關(guān)系和整體情況，并且不同的研究得到的結(jié)果也并不一致。眾所周知，炎癥反應(yīng)是一個(gè)動(dòng)態(tài)過程，因此在單個(gè)時(shí)間點(diǎn)觀察到的高（或低）值可能無法準(zhǔn)確代表炎癥因子變化的總體趨勢(shì)。--
考慮到觀察性研究容易對(duì)潛在的混雜因素和反向因果關(guān)系缺乏控制偏差，孟德爾隨機(jī)化（MR）是一種更好的分析方法，通過使用遺傳變異作為暴露的工具變量來進(jìn)行合理的病因推斷。MR不太容易出現(xiàn)混雜因素，因?yàn)榉N系遺傳變異在減數(shù)分裂過程中是隨機(jī)分配的，因此可以反映暴露，同時(shí)不會(huì)受到反向因果關(guān)系的影響。
作為MR方法的擴(kuò)展，雙向MR可用于確定兩種相關(guān)表型之間因果關(guān)系的方向。
方法
實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)
雙向MR設(shè)計(jì)流程如圖1所示。
圖1 MR的三個(gè)主要假設(shè)
MR基于三個(gè)主要假設(shè)：（1）選擇作為工具變量的遺傳變異與暴露密切相關(guān)；（2） 遺傳變異與混雜因素?zé)o關(guān)；（3） 遺傳變異僅通過暴露而不是其他途徑影響結(jié)果。
作者使用了的41種全身炎癥調(diào)節(jié)因子、CRP和MM的公開發(fā)表的全基因組關(guān)聯(lián)研究（GWAS）研究的匯總水平數(shù)據(jù)。首先，篩選遺傳變異來代理每一種炎癥因子，以推斷每種炎癥因子與MM的因果效應(yīng)關(guān)系。其次，利用與MM相關(guān)的遺傳變異來推斷MM與炎癥因子的因果效應(yīng)關(guān)系。
2、炎癥因子工具變量的選擇
炎癥因子包括CRP和炎癥調(diào)節(jié)因子。CRP的遺傳變異是從包括206158名歐洲血統(tǒng)個(gè)體在內(nèi)的炎癥隊(duì)列工作組（CIWG）中的GWAS的薈萃分析獲取的。使用一個(gè)對(duì)年齡、性別、體重指數(shù)（BMI）和前10個(gè)遺傳主成分進(jìn)行調(diào)整的遺傳模型來測(cè)試1070萬遺傳多態(tài)性與41種細(xì)胞因子水平之間的單變量關(guān)聯(lián)。
3、MM工具變量的選擇
MM的匯總水平數(shù)據(jù)是從UK Biobank的372617名歐洲血統(tǒng)個(gè)體的GWAS中提取的（601例病例與372 016例對(duì)照）。作者基于GWAS匯總統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，采用兩樣本MR方法來推斷炎癥調(diào)節(jié)因子與MM之間的因果關(guān)系。炎癥調(diào)節(jié)因子，CRP和MM的樣本之間無重疊。
4、工具變量的篩選
為了滿足MR假設(shè)（圖1），在全基因組水平上（P<5×10-8）篩選強(qiáng)烈且獨(dú)立地預(yù)測(cè)暴露的SNP（R2<0.001，在10 Mb內(nèi)）。由于只有八個(gè)全身炎癥調(diào)節(jié)因子和CRP具有達(dá)到全基因組意義的三個(gè)或更多獨(dú)立的SNP，并且MM沒有基于全基因組水平的顯著的SNP，因此還采用了不太嚴(yán)格的閾值5×10-6來獲得更多的CRP，炎癥調(diào)節(jié)因子和MM的SNP。MM總是發(fā)生在老年人，但老年人的死亡率和MM風(fēng)險(xiǎn)相當(dāng)，這可能會(huì)產(chǎn)生生存偏倚，故排除了生存(被招募時(shí)的年齡代表)相關(guān)的SNP以減輕生存偏倚。使用F統(tǒng)計(jì)量評(píng)估了每個(gè)SNP的強(qiáng)度，排除了F<10的SNP。
注：F統(tǒng)計(jì)量是反應(yīng)遺傳效應(yīng)對(duì)性狀影響的大小和精度的函數(shù)：F=R2（N-2）/（1-R2），其中R2是SNP解釋的性狀方差的比例，N是具有該性狀的SNP的GWAS的樣本量。R2值是使用公式R2=2×EAF×（1-EAF）×β2估計(jì)的，其中EAF是SNP的效應(yīng)等位基因頻率（EAF），β是SNP對(duì)性狀的估計(jì)效應(yīng)量。因?yàn)镕>10表明SNP解釋暴露的效力強(qiáng)度有效。
5、雙向雙樣本的MR分析
雙向雙樣本MR分析需要有關(guān)SNP，等位基因，效應(yīng)大小，SE，P值和EAF的信息。結(jié)果數(shù)據(jù)集中不可用的SNPs被LDlink中R2>0.90的代理變量替代。等位基因一致性分析進(jìn)行等位基因的SNP協(xié)調(diào)。在MR初步分析中，計(jì)算了每個(gè)遺傳變異的Wald比，并使用逆方差加權(quán)（IVW）法做了總的效應(yīng)值估計(jì)。
敏感性分析
使用包括MR-Egger，加權(quán)中位數(shù)和孟德爾隨機(jī)化多效性殘差和異常值（MR-PRESSO）在內(nèi)的一組敏感性分析法。多效性檢驗(yàn)：MR Egger對(duì)工具變量多效性的進(jìn)行評(píng)估，非零截距表明IVW估計(jì)有偏差。對(duì)于無效或存在多效性的遺傳變異，考慮了選擇中值MR估計(jì)值作為因果估計(jì)值的加權(quán)中值方法。MR-PRESSO使用全局檢驗(yàn)來檢測(cè)水平多效性，如果必要的話，可以通過異常值去除來校正潛在的多效性異常值。異質(zhì)性檢驗(yàn)：通過Cochran Q檢驗(yàn)和I2指數(shù)檢查IVW估計(jì)值的異質(zhì)性。
結(jié)果
選擇38個(gè)在全基因組水平上與CRP顯著相關(guān)的SNP，和70個(gè)采用了不太嚴(yán)格的閾值（P<5×10 -6）的SNP，結(jié)果顯示基因預(yù)測(cè)的CRP水平與MM風(fēng)險(xiǎn)無關(guān)（P=.81，圖2A）；使用五個(gè)SNP（表S3）時(shí)，結(jié)果表明沒有證據(jù)提示MM對(duì)CRP的因果影響（P=.65，圖2B）。
圖2
表S3
2、炎癥調(diào)節(jié)因子對(duì)MM風(fēng)險(xiǎn)的影響
基于全基因組上的顯著SNP預(yù)測(cè)的八種全身炎癥調(diào)節(jié)因子對(duì)MM風(fēng)險(xiǎn)的影響如圖3所示。在校正了多次比較之前或之后的任何分析中，沒有一個(gè)與MM相關(guān)。MR-PRESSO全局測(cè)試和MR-Egger截距測(cè)試未檢測(cè)到水平多效性，Cochran Q測(cè)試未顯示異質(zhì)性證據(jù)。
圖3
采用不太嚴(yán)格的閾值（P<5×10-6）篩選的所有41種炎癥調(diào)節(jié)因子。其中MCP3[ORIVW：1.24；95%CI：1.03-1.49；P=.02]、VEGF[1.14，1.03-1.27；P=.02]、IL-10[1.33，1.01-1.75；P=.04]、IL-7[1.24，1.03-1.48；P=0.02]與MM風(fēng)險(xiǎn)呈正相關(guān)。TNF-β[0.84，0.74-0.92；P<0.001]與MM風(fēng)險(xiǎn)呈強(qiáng)烈負(fù)相關(guān)（圖4）。敏感性分析未發(fā)現(xiàn)水平多效性和異常值。
圖4
3、MM對(duì)全身炎癥調(diào)節(jié)劑水平的因果影響
為了評(píng)估反向因果關(guān)系，篩選了17個(gè)在P<5×10-6的閾值上，與MM強(qiáng)烈且獨(dú)立相關(guān)的SNP。使用IVW方法，基因預(yù)測(cè)的較高的MM風(fēng)險(xiǎn)與IL-17升高有潛在性關(guān)聯(lián)（βIVW=0.051，95%CI:[0.018，0.085]，P=2.7×10-3；圖5），但在加權(quán)中位數(shù)（0.043，[-0.010，0.096]；P=0.11）或MR-Egger法（0.013，[-0.085，0.111]；P=0.81）中均未觀察到因果效應(yīng)。除IL-17外，未觀察到其他顯著相關(guān)性。
圖5
討論與小結(jié)
作者對(duì)最新的基于匯總水平的全基因組關(guān)聯(lián)性數(shù)據(jù)進(jìn)行了雙向MR分析，以評(píng)估CRP和全身炎癥調(diào)節(jié)因子與MM的因果關(guān)系。通過使用雙向分析策略以區(qū)分疾病的因果效應(yīng)。另外采用了多種MR方法，如MR-PRESSO和MR-Egger來評(píng)估MR分析的方法，來最大程度的減少多效性和增加檢測(cè)結(jié)果可靠性。
-基因預(yù)測(cè)的較高的MCP-3，VEGF，IL-10和IL-7水平與MM風(fēng)險(xiǎn)增加有關(guān)，而基因預(yù)測(cè)的較高的TNF-β可能與MM風(fēng)險(xiǎn)降低有關(guān)。反向MR分析的結(jié)果還表明MM與IL-17水平升高有潛在的因果關(guān)系，表明MM具有潛在的促炎作用。然而，沒有發(fā)現(xiàn)CRP或其他炎癥調(diào)節(jié)劑與MM有因果關(guān)系的證據(jù)。研究結(jié)果證實(shí)了炎癥因子在促進(jìn)MM發(fā)展中起重要作用，并可以作為MM疾病階段的預(yù)后因素。
這篇文章的優(yōu)勢(shì)在于遺傳變異作為暴露的強(qiáng)工具變量，可以實(shí)現(xiàn)在炎癥調(diào)節(jié)因子和MM風(fēng)險(xiǎn)之間的MR分析。對(duì)于理解MM的遺傳易感性是否會(huì)導(dǎo)致外周血中炎癥調(diào)節(jié)因子的變化，以及高或低炎癥因子是否會(huì)影響MM的風(fēng)險(xiǎn)，具有重要的意義。
