Krooninen sairaus

tiivistelmä

Background

Autismi liittyy korkeat genomista kromosomipoikkeavuuksien, myös kromosomi uudelleenjärjestelyt ja

de novo

kopioluvun vaihteluita. Nämä havainnot muistuttavat syöpä, sairaus, jossa genominen uudelleenjärjestelyjä myös olla merkitystä. Suoritimme suhteutettu epidemiologinen tutkimus tutkia mahdollisuutta, että jaettu riskitekijät voivat olla autismin ja tietyntyyppisten syöpään.

Menetelmät /Principal Havainnot

Voit selvittää merkittäviä korrelaatioita välillä on esiintyvyys autismi ja syövän, saimme ja analysoidaan valtion laajuinen ilmoittamien tietojen iän ja sukupuolen kaikkialla Yhdysvalloissa. Autismi tiedot saatiin US Department of Education kautta vammaisten henkilöiden Education Act (IDEA) (2000-2007, raportoitu vuosittain ikäryhmittäin) ja syövän esiintyvyys tiedot saatiin Centers for Disease Control and Prevention (CDC) (1999 -2005). IDEA data jaettiin edelleen riippuen käytetystä menetelmästä autismin (DSM IV tai Code of Federal Regulations, tiukkojen tai laajennettu kriteerit). Spearmanin korrelaatiota laskettiin kaikki mahdolliset pairwise yhdistelmät vuotuiset autismi yleisyyteen tiettyjen syöpien. Tämän jälkeen Bonferronin korjausta käytettiin merkitystä arvoja. Kaksi itsenäistä määritysmenetelmät yleinen yhdistetty

p

-arvo perustuu riippuvainen korrelaatioita saatiin kunkin joukon laskelmia. Korkea yhteyttä ei havaittu autismi hinnat ja esiintyvyys

in situ

rintasyövän (

p

≤10

-10, modifioitu käänteinen chi neliö, n = 16) käyttäen tietoja valtioiden jotka noudattavat tiukasti Code of Federal Regulations diagnosoinnissa autismi. Sen sijaan muutamia merkittäviä korrelaatioita havaittiin välillä autismin esiintyvyyttä ja ilmaantuvuutta 23 muiden naisten ja 22 mies- syöpiä.

Johtopäätökset

Nämä havainnot viittaavat siihen, että voi olla yhdistyksen välillä autismi ja eri muodoissa syövän.

Citation: Kao HT, Buka SL, Kelsey KT, Gruber DF, Porton B (2010) korrelaatio Valuuttojen Cancer ja autismin: valmisteleva Ecological Investigation. PLoS ONE 5 (2): e9372. doi: 10,1371 /journal.pone.0009372

Editor: Andreas Bergmann, University of Texas MD Anderson Cancer Center, Yhdysvallat

vastaanotettu: 1. tammikuuta, 2010 Hyväksytty: 01 helmikuu 2010; Julkaistu: 23 helmikuu 2010

Copyright: © 2010 Kao et al. Tämä on avoin pääsy artikkeli jaettu ehdoilla Creative Commons Nimeä lisenssi, joka sallii rajoittamattoman käytön, jakelun ja lisääntymiselle millä tahansa välineellä edellyttäen, että alkuperäinen kirjoittaja ja lähde hyvitetään.

Rahoitus: tukemana NIH NS047209 (H.-TK); CA121147, CA100679, CA078609 ja CA126939 (K.T.K.); MH070898 (BP) ja Stanley Medical Research Institute (S.L.B.). Rahoittajat ollut mitään roolia tutkimuksen suunnittelu, tiedonkeruu ja analyysi, päätös julkaista tai valmistamista käsikirjoituksen.

Kilpailevat edut: Kirjoittajat ovat ilmoittaneet, etteivät ole kilpailevia intressejä ole.

Johdanto

Autismi on laajalle levinnyt kehityksen häiriö ominaista vakavia arvonalentumiset sosiaalisten taitojen, kieli ja viestintä sekä käytöshäiriöt. Siellä kasvaa tietoisuutta autismi koska hinnat tämän häiriön arvellaan nousevan [1]. Etiologia autismi on vielä tuntematon ja vihjeitä sen syyn tarvitaan kiireellisesti.

Aiemmat tutkimukset ovat osoittaneet, että autististen lasten hallussaan useampia geneettisiä kromosomipoikkeavuuksien, myös korkeampaa kromosomi uudelleenjärjestelyjä [2] ja kopio määrä variaatioita [3], [4], [5], [6], [7]. Nämä tutkimukset esiin mahdollisuuden, että voi olla korrelaatiota syöpään, sairaus, jossa kromosomimuutokset tiedetään olevan rooli. Täällä me raportoimme tutkimuksen, jossa syövän verrataan esiintyvyys autismi.

Vuodesta 1975 vammaisten henkilöiden Education Act (IDEA) oli kulunut, pakolliseksi että valtiot raportoivat lasten lukumäärä jotka tehdään erityisopetus, jaoteltu tietylle vamma. Vuonna 1991, autismi lisättiin erillisenä luokka, jonka valtioiden on raportoitava lapsi count numeroita. IDEA-tietokanta ovat yksinomainen kansallinen lähde autismin esiintyvyys tilastojen Yhdysvalloissa huolimatta rajoituksista, IDEA tiedot ovat paras käytettävissä arviot autismin esiintyvyys Yhdysvalloissa, ja viimeaikaiset parannukset on tehty tähän tietojärjestelmään. Esimerkiksi menetelmät, joilla valtioiden muodollisesti diagnosoida autististen lasten on analysoitu, ja ne valtiot kiinni yhtenäisiä perusteita tunnistettiin [8]. Syöpä tilastojen sijaan kerätään kurinalaisesti, ja diagnoosi on harvoin riidan ja määritysmenetelmät syöpädiagnoosin ovat vakiintunut. Täällä esittää analyyseja käyttäen sekä syövän ja autismi tietokantoja, joissa tiedot valtion tason eroja autismi diagnoosi [8].

Tulokset

valtion tason korrelaatiot Autismi yleisyys kanssa ilmaantuvuus kaikki syövät

Kuten kuviossa 1, esitämme Spearmanin korrelaatiota valtion tasolla autismi esiintyvyys (mukaan ikäryhmien ja vuoden raportoitu) ja syövän ilmaantuvuus (varten tietyn syöpätyypin tai ryhmä syöpien sukupuolen ja vuosi). Kaikki mahdolliset yhdistelmät autismin ja syövän tiedot korreloivat välttää Type 1 bias, ja tulokset olivat taulukon mukaiset ruudukko kuvaa vuosia, joiden autismin tai syöpään liittyvät tiedot ilmoitettiin (Fig. 1).

Parittaisen korrelaatiot olivat toteutettiin välinen vuosittainen ilmaantuvuus aikuisten syövistä (kaikki syövät yhteensä) ja esiintyvyys autismi. Kullekin ikäryhmässä, 56 mahdollista pareittain korrelaatiot riippuen vuoden määritettiin. Kunkin vuoden tilassa syövän esiintyvyys (CDC) ja autismin esiintyvyys (pois IDEA) on raportoitu, kaksisuuntaista Spearmanin korrelaatiokertoimen määritettiin. Merkitsevyys säätää Bonferronin korjausta [10] ja tummennetut kuten visuaalisen tarkastuksen helpottamiseksi tuloksista. CDC konsolidoidaan 24 anatominen sivustoja kaikkien naisten syövistä ja 22 anatominen sivustoja kaikki miehiä syöpiin.

Autismi yleisyys tiedot ennen vuotta 2000 jätettiin pois näiden analyysien koska: 1) Tiedot ikäisille 3-5 eivät ole käytettävissä ennen vuotta 2000; ja 2) viimeisin diagnostiset kriteerit autismi, DSM-IV TR, otettiin käyttöön vuonna 2000.

56 erilaisia ​​yhdistelmiä, joiden autismin esiintyvyys (tietylle ikäryhmälle) ja syövän esiintyvyys voidaan verrata (kuvio . 1). Jotkut yhdistelmät saadaan nimellisesti merkittävä korrelaatio, kun taas toiset eivät. Useita korrelaatiot voidaan ottaa käyttöön tyypin I virhe (hyväksytään väärän korrelaatio), yleinen ongelma suhteita kahden biologisen mittausten ekstrapoloidaan [9]. Siksi kaikki

p

-arvot oikaistiin käyttäen Bonferronin korjausmenetelmä, konservatiivinen tekniikka vähentää tyypin I virhe. Näin ollen kaikki lasketaan

p

-arvot olivat kerrottuna 56, jolloin saatiin säädettiin

p

-arvo ei saa ylittää 1 (eli

p

-arvo säädettiin 1: jos Bonferronin korjausta tuottanut arvon yläpuolella 1) [10]. Tätä lähestymistapaa käyttäen Bonferronin-oikaistu

p

-arvot 0,05 pidetään tilastollisesti merkitsevä (joka vastaa aluksi, tasoittamattomina

p

-arvo 0,0009).

korrelaatiot autismin esiintyvyys suoritettu kuvassa. 1 käytetty vuotuinen valtion tasolla esiintyvyys kaikista syövistä sukupuolen mukaan. Kuviota merkittäviä korrelaatioita ilmi tiedoista kaikkien naisten syövistä ja autismin, mutta ei kaikkien mies- syövät ja autismi.

Pyrimme menetelmän raportoimiseksi Spearmanin korrelaatiot vuosittain syövän ilmaantuvuus ja autismin esiintyvyys kuin ryhmä, joka sisältää kaikki Bonferronin jaksottaa

p

-arvot (sekä nonsignificant ja merkitsevä) tuottaa yhdistetyn yleinen

p

-arvo (yhteenveto taulukossa 1). Yksi mahdollisuus on tallentaa prosenttiosuus nimellisesti merkittäviä korrelaatioita (pois 56 korrelaatioita kohti johtunut vertailun käyttäen säädettiin

p

-arvot). Toinen mahdollisuus on käyttää Fisherin käänteinen chi-neliön menetelmällä [11], on vakiintunut menettely yhdistämiseksi

p

-arvot saadaan riippumattomia havaintoja, merkittävä tai muuten. Kuitenkin jokainen yksittäinen

p

-arvo tulee havainnot, jotka eivät ole todellisuudessa toisistaan ​​riippumattomia, kuten selostetaan tarkemmin keskusteluun. Kaksi tapaa yhdistää ryhmä riippuvainen

p

-arvot käytettiin: muokattu versio Fisherin chi-neliön menetelmällä, jossa otetaan huomioon suhde joukossa

p

-arvot [12], ja parannettu Bonferroni menettely että listalla

p

-arvot alimmasta korkeimpaan arvoja [13]. Kuten taulukosta 1, yleinen Bonferronin korjattu

p

-arvo oli nimellisesti merkittävä korrelaatiot autismin esiintyvyyttä ja ilmaantuvuutta naisista, mutta ei mies syöpiä.

p

-arvot määritetään Fisherin käänteistä chi-neliön menetelmällä ovat hyvin alhaiset, todennäköisesti koska olettamus, kun tällä menetelmällä on, että

p

-arvot tulevat riippumattomia havaintoja. Koska tämä oletus on epätodennäköistä, kuvattuja menetelmiä Brownin tai Simes ovat sopivia tähän analyysiin, ja raportoidaan myöhemmissä taulukoissa.

Perusteellinen analyysi jokaisen valtion lähestymistapa diagnosoinnissa autismi julkaistiin äskettäin [8], mikä antaa meille mahdollisuuden luokitella valtiot mukaan diagnostinen menetelmä. Autismi yleisyys nojalla saadut IDEA ei riipu DSM-IV-TR kriteerit (vaikka se voi tiettyjä valtioiden), vaan riippuu Code of Federal Regulations (CFR). Seitsemäntoista osavaltiota ja District of Columbia soveltaa tiukkaa sanamuoto CFR luokitella lasten olevan pois käytöstä autismi. Loput valtiot noudattavat laajennetaan perusteita, mukaan lukien DSM-IV-TR vai laajempaa määritelmää koskemaan kaikkia autismin kirjoon. Neljä alaosastoa valtioiden (Fig. 2), käytettiin johtamiseksi yleisen

p

-arvo (taulukko 2). Merkitys riippuu sekä vaikutuksen suuruuden ja näytteen kokoa, ja alentamalla otoskoko, merkitys pienenee. Tästä huolimatta mahdollinen haittapuoli analyysiin, nimellinen merkitys oli vielä havaittu autismin esiintyvyyttä ja ilmaantuvuutta kaikkien naisten syövistä yhdistettynä.

lukumäärä ja tunnistetiedot (postin osavaltiolyhenne) valtiot, jotka noudattavat tiukkoja sanamuoto CFR (CFR vain) tai laajennettu kriteerit (CFR laajennettu) autismin on merkitty. Diagnoosi autismi CFR sisältyvät DSM-IV-TR määrittely, ja ne valtiot, jotka käyttävät DSM-IV-TR teema on esitetty (DSM IV autismi). Toteaa, että laajentaa kriteerit sisällyttää autismin kirjon (ASD) edustaa neljäs kriteerit (DSM IV laajennettu (ASD)).

väliset korrelaatiot Autismi yleisyys ja ilmaantuvuus Erityiset Nainen ja Mies syövät

samantyyppisiä analyyseja sovellettiin 24 tiettyjen syöpien naisilla ja 22 syöpiä miehillä (taulukot 3, taulukko 4 taulukoissa 5 ja 6). Käyttäen Brownin menetelmä yhdistää

p

-arvot ja rajoittavimman diagnostinen luokittelu, CFR, merkittävät korrelaatiot autismin esiintyvyys havaittiin ilmaantuvuus ainoa syöpä, rintasyöpä

in situ

(

p

10

-10, N = 16, taulukko 3). Kaikki muut korrelaatiot autismin esiintyvyys (käyttäen CFR-luokitus) ja muut naisten syövistä (taulukko 3) tai uros syöpiä (taulukko 5) oli nonsignificant käyttäen Brown yhdistämistä varten tarkoitetun menetelmän

p

-arvot. Simes ”menetelmä yhdistämiseksi

p

-arvot on lievempiä, ja muut nimellisesti merkittäviä korrelaatioita esiin käyttämällä tätä testiä (taulukot 4 6). Kohdun syöpä (Corpus ja kohtu, NOS) näkyy merkittävää korrelaatiota autismin esiintyvyys riippumatta diagnostiset kriteerit käyttämä tila (taulukko 4). Spearmanin tarjotaan yleensä samanlaisia ​​tuloksia verrattuna Pearson hetkellä kerroin (taulukot S1, taulukko S2, taulukko S3, Table S4 ja taulukko S5).

keskustelu

tutkimus hyödyntää tietoa IDEA ja CDC tietokannan viittaavia yhteisiä riskitekijöitä autismi ja tiettyjen syöpien. Koska sekä autismin ja syövän tietokanta sisältää tiedot jopa 50 osavaltiota ja District of Columbia, näytteen numero johtamiseksi korrelaatioita on korkea, mikä potentiaalisesti hyödyllinen resurssi nämä alustavat ekologisen analyysejä. Kuitenkin hyödyllisyys nämä analyysit perustuu laatuun IDEA tietokannasta.

Yksi mahdollinen rajoitus on, että diagnostisten korvaaminen [14], missä tapauksissa aiemmin luokiteltu oppimisvaikeuksia tai kehitysvammaisuus 1990 voi todella tapauksia on autismi. Vaikka tämä voi olla ongelma monissa maissa [15], autismi erillisenä luokka CFR tapahtui vasta 1991. Toinen asia on, että esiintyvyys tiedot ennen 6-vuotiaana ei raportoitu vuoteen 2000, mikä todennäköisesti johtui jatkui jalostaminen kriteerit autismin vuoteen 2000. strategiaa minimoimiseksi tämän sudenkuoppa oli pohtia autismin tietoja vain vuodesta 2000 eteenpäin, kun on pyritty rajoittamaan epätarkkoja laskee johtuen diagnostisia korvaaminen ja muuttuvaa määritelmää autismi.

Ehkä merkittävä kritiikki IDEA tietokannan koskee monenlaisia ​​todellinen esiintyvyys autismin eri valtioissa. Peräti kahdeksan kertainen ero autismin esiintyvyys on raportoitu valtioiden välillä [16]. Jotkut valtiot ovat korostettu ottaa unorthodox kriteerit (Oregon) [17], erittäin korkeat hinnat (Minnesota), äkillinen 400% nousu hinnat 2001-2002 (Massachusetts) [8], [18], tai idiosyncratic tuloksia ( California) [18]. Tuore systemaattinen tutkimus menetelmistä, jossa todetaan käyttävät luokitella autismi ei selventää näitä havaintoja ja voivat auttaa talteen hyödyllistä tietoa IDEA tietokannasta [8].

voivat vapaasti valita kriteerit luokitella lasten autismi . Koulun hallintohenkilöstön ja ammatinharjoittajien ei tarvitse käyttää DSM-IV-TR luokitella ja diagnosoida lapsille, vaan niiden on käytettävä diagnostiset kriteerit esitetty Code of Federal Regulations (CFR). Sekä CFR ja DSM-IV-TR tunnistaa sosiaalista vuorovaikutusta ja viestintää sekä rajoittavia, toistuvia ja stereotyyppisiä käyttäytyminen ja näin perus Diagnoosin ovat hyvin samankaltaisia. Kuitenkin tärkein ero CFR ja DSM-IV-TR on, onko lapsi on poissa käytöstä seurauksena tämän diagnoosin saamiseksi erityisopetukseen alla autismin luokkaan. Niinpä IDEA tietokanta aliarvioi autismin esiintyvyyttä, koska se käyttää koulutus- määritysperusteita vamma; korkea toiminta yksilöiden autismi, jotka eivät vaadi erityistä koulutusta ei lasketa [8].

Vaikka valtiot voivat vapaasti valita oman kelpoisuusvaatimukset erityisopetuksen palveluista, niiden on tehtävä niin kauan kuin se täyttää tai ylittää CFR ohjeita. Oikeudellinen koodi jokaisen valtion ja District of Columbia analysoitiin sekä valtioiden välinen vaihtelu [8]. Kuten on esitetty kuviossa. 2, 17 osavaltiota ja District of Columbia tiukasti kiinni käytettyjen kriteerien CFR. Mielenkiintoista, diagnoosi käyttäen CFR teema näkyy korkea välinen Räter luotettavuus [8], ja voitaisiin harkita tähän luokkaan edustaa osajoukkoa autismin määrittelemien DSM-IV-TR. Loput 33 todetaan laajennetaan CFR kriteerit. Koska suuntaviivat käytetty CFR kuulua tässä mainittujen DSM-IV-TR, todetaan, että noudattaa DSM-IV-TR sisältävät kaikki ne, jotka käyttävät CFR lisättynä 13 todetaan (Fig. 2). Autismin kirjon (ASD) sisältää muut häiriöt liittyvät autismi, kuten Aspergerin oireyhtymä. Nämä ”mietojen” häiriöt voivat muodostaa jopa 75% tapauksista joissakin valtioissa, mikä edistää suuresti vaihteleva esiintyvyys tilasta tilaan [19].

ymmärtäminen eri kriteerien, että valtiot käyttävät luokitella lapset, jotka ovat oikeutettuja erityisopetukseen luokkaan autismin suuresti selventää päätelmiä, jotka aikaisemmat tutkijat, jotka ovat eläytyä tähän tietokantaan. Esimerkiksi kaikki valtiot, joita varten epätavallisia tai levinneisyysasteita mainittiin (Oregon, Minnesota, Massachusetts, Kalifornia) ovat valtioita, jotka ovat laajentaneet kelpoisuusvaatimukset autismi jälkeen CFR. Todellakin, valtiot, jotka ovat laajentaneet kriteerejä, jotka eivät CFR raportti huomattavasti korkeammat esiintyvyysluvut autismin [8]. Siksi rajoittamalla korrelaatio analyysien niitä valtioita, jotka noudattavat tarkoin käytetyn sanamuodon CFR edustaisi kaikkein konservatiivinen tapa käyttää IDEA tietokantaa, vaikka kustannuksella vähentää otoskoko noin kolmannes tilojen lukumäärä. Toinen vähiten rajoittava tapa on käyttää tietoja todetaan, että sovelletaan DSM-IV-TR autismin, mutta ei autismin kirjon.

Tiedot analysoitiin käyttäen neljää alaosastoa valtioiden perusteiden mukaan diagnosoida lapsille kelpoisuuden erityisopetukseen (Fig. 2). Arvioitaessa merkitystä, Bonferronin menetelmä korjaamiseksi

p

-arvot johtuen useiden vertailujen pidetään hyvin konservatiivinen, koska se nostaa tyypin II virhe (hylkääminen tosi korrelaatio) ja vähentää tyypin I virheen [9]. Kaksi menetelmää yleisen

p

-arvo perustuu useisiin Bonferronin jaksottaa

p

-arvot käytettiin. Brownin menetelmä [12], joka on muunnos Fisherin alkuperäisen käänteinen chi-neliön menetelmällä [11], ottaa kaikki

p

-arvot huomioon ja määrittää, onko loki muutosta kaikki arvot osuvat Chi neliö jakelu. Siten useita

p

-arvot täytyy näyttää merkitystä ennen yleistä

p

-arvo tulee merkittävä; yksi

p

-arvo, vaikka hyvin merkittävä, ei johda yleistä merkitystä. Vähemmän konservatiivinen menetelmässä Simes ”-menettelyn [13], määrittää, ainakin yksi

p

-arvo ulos joukko

p

-arvot on merkittävä. Kuten voidaan havaita taulukoista 3-6, muutama korrelaatiot täyttävät merkitystä käyttäen nämä ehdot.

Kun rajoittavin valintaperusteet valtion tason autismi tietoja käytettiin, valtioiden noudattavat CFR tiukasti, ja Brownin menetelmä yhdistetään Bonferroni-oikaistu

p

-arvoja sovelletaan, vain yksi korrelaatio oli merkittävä: korrelaatio autismin esiintyvyyttä ja ilmaantuvuutta

in situ

rintasyövän (

p

10

-10, N = 16). Kun vähemmän konservatiivinen tilastollista menetelmää sovellettiin (Simes ”menettely), korrelaatioita autismi ja kohtusyöpä myös tullut jatkuvasti merkittävä. Sen sijaan suurin osa korrelaatioita eri muotoja syövän ja autismi olivat negatiivisia. Vaikka tyypin II virhe saattaa kohota seurauksena näiden menetelmien on aiheellista ottaen huomioon kiistanalainen käyttö IDEA tietokannasta.

Yhteenvetona käyttämällä konservatiivisia tilastollisia menetelmiä ja rajoitettu joukko autismin tietoja valtioilta käyttäen yhtenäistä koodia diagnoosin, nimellinen tilastollista merkittävyyttä havaittiin muutamissa tapauksissa, erityisesti rintasyövän ja kohdun syöpä. Käytännössä se ei ole tiedossa, autismidiagnoosia on todella yhtenäinen yksittäisissä koulupiirit. Tämän vuoksi tuloksia on tulkittava varovaisesti, vaikka

p

-arvot näyttävät olevan selektiivisiä näiden syöpien ja erittäin merkittävä, koska tässä tapauksessa. Siitä huolimatta se on kiinnostava, että kumulatiivinen altistuminen estrogeenin sisäsyntyinen ja ulkoisista lähteistä on vakiintunut riskitekijä molempien rintojen [20] ja kohdun [21] syöpä, kaksi syöpiä, jotka näyttävät olevan kaikkein johdonmukaisesti korreloi autismi. Joidenkin analyysien mukaan äidit kantavat mutaatioita, jotka altistavat lapsensa autismin [22], ja on olemassa kirjallisuutta syytetään ituradan mutaatioita autismin [23], [24]. Tässä yhteydessä ehdotamme, että tutkivat biolääketieteen mekanismeja huomioon nämä epidemiologiset havainnot on perusteltua.

Materiaalit ja menetelmät

tietolähteet

lasten määrä autismidiagnoosi kerättiin kaikkien valtioiden ja iät vuosina 2000-2007 US Department of Education kautta yksilöiden vammaisten lain (IDEA) (https://www.ideadata.org). Kuusi ikäryhmissä analysoitiin: 3-5, 6-8, 9-11, 12-14, 15-17, ja 18-20 vuotta; sekä koko span ikäisiä, 3-21. Autismin esiintyvyys erottaa sukupuolen tai ennen ikää 3 ei ole saatavilla. Varsinainen asukkaista numerot iän ja vastaavien vuosi (2000-2007) saatiin US Census Bureau (https://www.census.gov), ja sitä käytetään nimittäjänä laskea vuotuinen esiintyvyys autismi kussakin tilassa.

ikävakioitu vuosittainen ilmaantuvuus tiettyjen syöpien (standardoitu 2000 USA: n väestöstä) uroksilla ja naarailla ja kaikkien valtioiden välillä vuosina 1999 ja 2005 saatiin CDC (http: //apps.nccd. cdc.gov/uscs/), vuosina hetkellä käytettävissä.

TILASTOANALYYSI

Spearmanin korrelaatiokertoimet laskettiin vertaamalla esiintyvyys autismin vuosittaisen syöpätapausten kello valtio tasolla, kaikkialla Yhdysvalloissa Tämä tehtiin kullekin autismi ikäryhmän ja vuoden raportoitu, ja kunkin syöpätyypin ja vuoden raportoitu. Merkittävyys laskettiin käyttäen aikaisemmin kuvattuja menetelmiä [25], ja säätää Bonferronin korjausta [9], [10].

saada kokonaiskuva merkitys tai yhdistetty

p

-arvo kullekin joukolle korrelaatioista, kolme menetelmiä käytettiin ja verrattiin: Fisherin käänteinen chi-neliön menetelmällä [11], Brownin menetelmä yhdistää riippuvainen

p

-arvot [12] ja Simes ”menettely [13].

tukeminen Information

Taulukko S1.

korrelaatiot vuosittainen ilmaantuvuus Kaikki aikuiset Syövät Yhdistetty ja autismin esiintyvyys jaoteltuna Diagnoosimenetelmä. Parittainen korrelaatiot suoritettiin, kuten on kuvattu taulukossa 1, käyttäen kahta menetelmää, Brown ja Simes [12], [13], yhdistämiseksi riippuvainen p-arvot. Autismi esiintyvyydestä (iät 3-21) saatiin valtioiden ryhmää perusteella valittujen niiden diagnosoinnin ehdot autismin kaikissa valtioissa tai osavaltioissa jaoteltuna 4 ryhmää kriteerien (Fig. 2). P edustaa yhdistetty p-arvot Pearson korrelaatioita ja lihavoituna jos P≤0.01. N edustaa mediaani tilojen lukumäärä, joiden osalta sekä autismin ja syövän oli saatavilla analyysejä.

Doi: 10,1371 /journal.pone.0009372.s001

(0,03 MB DOC) B Taulukko S2.

korrelaatiot vuosittainen ilmaantuvuus Erityiset Nainen Aikuinen Syövät ja autismin esiintyvyys jaoteltuna Diagnoosimenetelmä käyttäen Brownin P-arvon menetelmä. Pairwise korrelaatioita tehtiin, kuten on kuvattu taulukossa 1, välillä valtion tasolla vuosittainen ilmaantuvuus tietyille naisten syöpien ja autismin esiintyvyys (iät 3-21) alkaen valtioiden on valittu sen perusteella, niiden kriteerien diagnosoinnissa autismi (Fig. 2). P on yhdistetty p-arvot Pearsonin korrelaatiota käyttämällä Brownin menetelmää ja lihavoituna jos P≤0.01. N edustaa mediaani tilojen lukumäärä, joiden osalta sekä autismin ja syövän oli saatavilla analyysejä. Kaposin sarkooma on jätetty pois, koska ei ollut riittävästi tietoa suorittaa analyysejä.

Doi: 10,1371 /journal.pone.0009372.s002

(0,06 MB DOC) B Taulukko S3.

korrelaatiot vuosittainen ilmaantuvuus Erityiset Nainen Aikuinen Syövät ja autismin esiintyvyys jaoteltuna Diagnoosimenetelmä käyttäen Simes ”P-arvon menetelmä. Pairwise korrelaatioita tehtiin, kuten on kuvattu taulukossa 1, välillä valtion tasolla vuosittainen ilmaantuvuus tietyille naisten syöpien ja autismin esiintyvyys (iät 3-21) alkaen valtioiden on valittu sen perusteella, niiden kriteerien diagnosoinnissa autismi (Fig. 2). P on yhdistetty p-arvot Pearsonin korrelaatiota käyttäen Simes ”menetelmää ja lihavoituna jos P≤0.01. N edustaa mediaani tilojen lukumäärä, joiden osalta sekä autismin ja syövän oli saatavilla analyysejä. Kaposin sarkooma on jätetty pois, koska ei ollut riittävästi tietoa suorittaa analyysejä.

Doi: 10,1371 /journal.pone.0009372.s003

(0,05 MB DOC) B Taulukko S4.

korrelaatiot vuosittainen ilmaantuvuus Erityiset mies aikuinen Syövät ja autismin esiintyvyys jaoteltuna Diagnoosimenetelmä käyttäen Brownin P-arvon menetelmä. Pairwise korrelaatioita tehtiin, kuten on kuvattu taulukossa 1, välillä valtion tasolla vuosittainen ilmaantuvuus tietyille miehen syöpien ja autismin esiintyvyys (iät 3-21) alkaen valtioiden on valittu sen perusteella, niiden kriteerien diagnosoinnissa autismi (Fig. 2). P on yhdistetty p-arvot Pearsonin korrelaatiota käyttämällä Brownin menetelmää ja lihavoituna jos P≤0.01. N edustaa mediaani tilojen lukumäärä, joiden osalta sekä autismin ja syövän oli saatavilla analyysejä.

Doi: 10,1371 /journal.pone.0009372.s004

(0,05 MB DOC) B Taulukko S5.

korrelaatiot vuosittainen ilmaantuvuus Erityiset mies aikuinen Syövät ja autismin esiintyvyys jaoteltuna Diagnoosimenetelmä käyttäen Simes ”P-arvon menetelmä. Pairwise korrelaatioita tehtiin, kuten on kuvattu taulukossa 1, välillä valtion tasolla vuosittainen ilmaantuvuus tietyille miehen syöpien ja autismin esiintyvyys (iät 3-21) alkaen valtioiden on valittu sen perusteella, niiden kriteerien diagnosoinnissa autismi (Fig. 2). P on yhdistetty p-arvot Pearsonin korrelaatiota käyttäen Simes ”menetelmää ja lihavoituna jos P≤0.01. N edustaa mediaani tilojen lukumäärä, joiden osalta sekä autismin ja syövän oli saatavilla analyysejä.

Doi: 10,1371 /journal.pone.0009372.s005

(0,05 MB DOC) B