Krooninen sairaus

tiivistelmä

Tarkoitus

Useat epidemiologiset tutkimukset ovat arvioineet yhdistyksen välillä statiinien ja keuhkosyövän riskiä, ​​kun taas satunnaistetuissa kontrolloiduissa kokeissa (RCT) sydän- ja tuloksista saatu tarvittavia tietoja toissijaisena päätepiste. Teimme meta-analyysi kaikista asiaan tutkimukset tarkastelemaan tätä -alueella.

Methods

systemaattinen kirjallisuushaku asti maaliskuu 2012 suoritettiin PubMed tietokantaan. Tutkimuksittain riskiestimaattien yhdistettiin käytettäessä satunnaista vaikutusten malli.

Tulokset

Yhdeksäntoista tutkimukset (5 RCT ja 14 havaintotutkimuksista), joissa 38013 keuhkosyöpää osaltaan analyysiin. Ne oli ryhmitelty perusteella tutkimuksen suunnittelu ja erillinen meta-analyysit tehtiin. Ei ollut todisteita yhdistyksen välillä statiinia käytön ja keuhkosyövän riskiä joko keskuudessa RCT (suhteellinen riski [RR] 0,91, 95% luottamusväli [CI] 0,76-1,09), joukossa kohorttitutkimuksessa (RR 0,94, 95% CI 0.82- 1,07), tai keskuudessa tapausverrokkitutkimukset (RR 0,82, 95% CI +0,57-+1,16). Alhainen todisteita julkaisun bias todettiin. Kuitenkin tilastollisesti merkittävä heterogeenisyys joukosta löydettiin kohorttitutkimuksessa ja joukossa tapausverrokkitutkimukset. Kun jätetään huomioimatta edistävien tutkimusten eniten heterogeenisyys, yhteenveto arviot pysyivät pohjimmiltaan muuttumattomina.

Johtopäätös

tulokset meidän meta-analyysi viittaavat siihen, että ei ole yhdistyksen välillä statiinia käytön ja riski keuhkojen syöpä.

Citation: Tan M, Song X, Zhang G, Peng A, Li X, Li M, et al. (2013) Statiinit ja keuhkosyövän riskiä: meta-analyysi. PLoS ONE 8 (2): e57349. doi: 10,1371 /journal.pone.0057349

Editor: Giovanni Landoni, Università Vita-Salute San Raffaele, Italia

vastaanotettu: 24 lokakuu 2012; Hyväksytty: 21. 2013 Julkaistu: 28 helmikuu 2013

Copyright: © 2013 Tan et ai. 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: Kirjoittajat ei ole tukea tai rahoitusta raportoida.

kilpailevat edut: kirjoittajat ovat ilmoittaneet, etteivät ole kilpailevia intressejä ole.

Johdanto

Keuhkosyöpä on ylivoimaisesti yleisin syy syöpä kuolleisuus Yhdysvalloissa ja kaikkialla maailmassa. Mukaan International Agency for Research Cancer 2008, noin 1,6 miljoonaa ihmistä oli diagnosoitu keuhkosyöpä ja 1,4 miljoonaa kuoli, mikä tekee siitä ensimmäisen johtava syy syövän kuoleman miehillä ja toiseksi naisilla maailmanlaajuisesti [1] . Yhdysvalloissa, keuhkosyöpä odotetaan osuus 26% kaikista naisten syöpäkuolemista ja 29% kaikista mies syöpäkuolemista 2012 [2].

Keuhkosyöpä erottuu muista syöpätyypit takia tunnustuksemme suurimmista muunneltavissa riskitekijä, että taudista altistuminen tupakansavulle [3]. Kuitenkin kaikki keuhkosyöpää tapaukset liittyvät tupakoinnin. Muita riskitekijöitä ovat altistuminen asbestille, haloethers, nikkeli, arseeni, ja polysyklisiä aromaattisia hiilivetyjä. Mahdollisia riskitekijöitä ovat geneettiset tekijät, ravinnon tekijät, ja läsnäolojen taustalla hyvänlaatuisen muotoja parenkymaalinen keuhkosairaudet, kuten keuhkofibroosia ja krooninen obstruktiivinen keuhkosairaus [4] – [5]. Tähän mennessä ei chemopreventive aine on tunnistettu tehokas keino vähentämään keuhkosyövän.

Statiinit inhiboivat 3-hydroksi-3-metyyli glutaryyli-koentsyymi A: n reduktaasin, joka on nopeutta rajoittava entsyymi in mevalonaatin synteesissä. Statiinit käytetään yleisesti kolesterolia alentava lääkitys ja ovat osoittaneet myönteisiä vaikutuksia sydän- sairastuvuus ja kuolleisuus [6]. Sinänsä, statiinit ovat joitakin laajimmin reseptilääkkeiden maailmanlaajuisesti. Jyrsijöiden tutkimukset ehdotti, että statiinit voivat aiheuttaa syöpää [7]. Sen sijaan useissa prekliinisissä tutkimuksissa todetaan, että nämä lääkkeet saattavat olla syöpä chemopreventive ominaisuuksia, niiden vuorovaikutusta olennaisia ​​solun toimintojen, kuten solujen lisääntymisen ja erilaistumisen [8], [9]. Äskettäin meta-analyysi satunnaistetun statiinien sydämeen ja verisuonistoon ei osoittanut yhdistyksen välillä statiinia käytön ja syövän riskiä [10]. Kuitenkin loppupiste kaikista syövistä ei ole kovin herkkä ja negatiivinen toteamus ei viittaa puute vaikuttaa tietyllä sivustolla. Siksi vaikutus statiinien riskiin sairastua keuhkosyöpään on vielä määrittämättä. Tämän kysymyksen, teimme yksityiskohtainen meta-analyysi tutkimuksia julkaistaan ​​alan kirjallisuuteen.

Materiaalit ja menetelmät

Haku Strategia

systemaattinen kirjallisuushaku asti maaliskuu 2012 suoritettiin PubMed tietokantaan tunnistaa asiaankuuluvat tutkimukset. Hakutermejä mukana ”HMG-CoA-reduktaasin estäjän (s)”, ”statiini (t)” yhdistetään ”syöpä (t)” tai ”kasvain (s)”. Haku rajattiin Englanti kieli artikkeleita ja ne, joilla ihmisillä. Otsikko ja tiivistelmä tutkimusten yksilöityjen haku skannattiin sulkea mitään selvästi merkityksetön tutkimuksia. Koko teksti Jäljellä esineiden luettiin onko ne sisälsivät tietoa aihe kiinnostaa. Lisäksi löytää muita julkaistuja tutkimuksia, manuaalinen haku tehtiin tarkastamalla kaikki viittaukset haettu artikkeleita. Kaikki haut tehtiin itsenäisesti 2 kirjoittajaa (MT ja XS). Tuloksia verrattiin, ja kysymyksiä tai poikkeamia ratkaistaan ​​iterointia ja konsensus.

Tutkimus Selection

Ollakseen tutkimukset oli täytettävä seuraavat 4 kriteereillä: 1) RCT tai havaintoihin tutkimukset (tapaus-verrokki tai kohortti); 2) raportin tulokset statiinihoidon käyttöä; 3) keuhkosyövän ilmaantuvuutta tulos edun ja 4) ilmoitetaan arvio suhteellisen riskin (RR), jossa niiden vastaavat 95%: n luottamusväli (CI) (tai riittävät tiedot laskea näiden vaikutus toimenpiteen). RCT olivat hyväksyttäviä, jos ne arvioinut statiinihoitoon verrattiin lumelääkkeeseen tai ilman hoitoa, ei ollut muuta väliintuloa eroa kokeellisen ja kontrolliryhmään. Tutkimukset raportointi eri toimenpiteiden RR kuten riskisuhde, korko suhde, riskisuhde (HR), ja kerroinsuhde (OR) olivat mukana meta-analyysissä. Käytännössä nämä toimenpiteet vaikutus saadaan samanlainen arvio RR, koska absoluuttinen riski sairastua keuhkosyöpään on alhainen.

Data Extraction

Tiedot tutkimuksista uutettiin itsenäisesti 2 tutkijaa (MT ja XS), jossa erimielisyydet ratkaistaan ​​yksimielisesti. Seuraavat tiedot kerättiin: ensimmäisen tekijän sukunimi, julkaisuvuosi, maa, jossa tutkimus tehtiin, tutkimuksen suunnittelu, vuoden seurannan tai tutkimuksen aikana, TET ikäryhmä, useita aiheita ja useita keuhkosyövän tapauksissa covariates valvottuja analyysissä, ja RR arvioita vastaaviin 95% CI. Jos tutkimus tuotti useita riskiestimaattien, kaikkein täysin säädetty arvio uutettiin. Riskisuhteita ja 95% CI laskettiin kullekin RCT rekonstruoimalla virhematriiseja perustuu osanottajamäärä satunnaistetusti ja osallistujien lukumäärä tulevalla keuhkosyöpä (aikomus-hoitaa analyysi). Erot tietojen poiminta ratkaistiin yksimielisesti viitaten takaisin alkuperäiseen artikkeliin.

laatu mukana RCT arvioitiin perustuen Cochrane käsikirjasta [11], tallentamalla seitsemän kohdetta puolueellisuudesta riski: satunnaisessa järjestyksessä sukupolvi, jako salaaminen, sokaiseva osallistujien ja henkilökunnan, sokaiseva tuloksiin arvioinnin, epätäydellisiä tulos osoitettua dataa, vapaa valikoivan raportoinnin ja vapaa muista bias (seuranta ≥ 4 vuotta). Jokainen seitsemästä kohteita pisteytetään ”” matalan riskin, ” ” epäselvä riski, ” tai ” suuren turvallisuusriskin. ”Samaan aikaan, mukana kohortti ja tapausverrokkitutkimukset arvioitiin perustuen 9-tähti Newcastle-Ottawa asteikko laatu ei satunnaistettuja tutkimuksia meta-analyysit [12].

tilastollinen

tutkimukset ryhmiteltiin perusteella tutkimuksen suunnittelu, ja kaksi erillistä meta-analyysit tehtiin: yksi meta-analyysi satunnaistetun ja toisen meta-analyysi havainnointitutkimukset. Tämä tehtiin tutkia tulosten johdonmukaisuus kaikkialla tutkimusten vaihtelevia malleja eri potentiaalia harhat.

Tutkimus riskitarkastukset arvioita poimittiin jokaisen artikkelin, ja log riskiestimaattien oli painotettu käänteistä niiden varianssit saada yhdistettyä riskiarvio. Tutkimukset yhdistettiin käyttämällä Dersimonian ja Laird random-vaikutuksia mallissa, jossa huomioidaan sekä within- ja Tutkimusten välisten vaihteluja [13].

Q ja I

2 tilastoja käytettiin tutkia tuloksia tutkimukset olivat homogeenisia [14]. Q tilastotieto,

P

arvo 0,10 pidettiin tilastollisesti merkittävä heterogeenisyys; I

2 arvo 50% pidetään mittana vakava epäyhtenäisyys. Kun tilastollinen heterogeenisuus havaittiin, herkkyys analyysit suoritettiin. Julkaisu bias arvioitiin Egger n regression testi, jossa

P

arvo on alle 0,10 katsottiin edustavan tilastollisesti merkitsevä julkaisun bias [15]. Kaikki tilastolliset analyysit suoritettiin Stata ohjelmiston versio 10 (Stata Corp, College Station, Texas).

Tulokset

Literature Etsi

Meidän ensimmäinen hakustrategia haetaan yhteensä 1459 lainaukset. Kun otsikot ja abstraktit seulottiin, 1429 artikkelia ulkopuolelle, koska ne olivat laboratoriotutkimuksissa, tarkastelu artikkeleita tai epäolennaisia ​​tässä tutkimuksessa. Havaitsimme 30 mahdollisesti merkitystä artikkeleita statiinin käyttöä koskevat keuhkosyövän riskiä. Kahdeksan julkaisuja ulkopuolelle, koska he tutkivat yhdistys statiinin kanssa riski koko syövän ja keuhkosyövän ei kuulunut kerättyä tietoa [16] – [23]. Kaksi artikkelia suljettiin pois, koska ne eivät tarjonneet RR arvio [24], [25] ja yksi artikkeli on suljettu pois, koska se raportoi samanlainen väestöstä [26]. Lopuksi, 19 artikkeleita [27] – [45], jotka koskevat statiinin käyttöä ja keuhkosyövän riskiä (mukaan lukien 5 RCT tutkimukset ja 14 havaintotutkimuksista) sisällytettiin tähän meta-analyysi (kuvio 1). Suoritimme tämän meta-analyysin ohjeiden mukaisesti Edullisen Reporting Kohteiden-katsaukseen ja Meta-analyysit (PRISMA) lausunto (File 1) [46].

neljä viidestä RCT olivat plasebo ohjattu, kun taas yksi RCT [28] oli ei-sokaissut tutkimuksessa verrattiin statiinihoidon kanssa tavanomaisen hoidon kontrolliryhmään. Kaikki RCT olivat monikeskustutkimusten ja raportoitu paikkakohtaisia ​​syövän tuloksia (toissijainen loppupisteet) ja keuhkosyöpää. Siksi pystyimme tekemään jälkikäteen analyysin näistä tutkimuksista ja laskea riskisuhteita keuhkosyövän an intention-to-treat-analyysi. Tutkimusasetelmista yhdessä RR arvioiden ja 95% CI, on lueteltu taulukossa 1 varten RCT ja taulukossa 2 varten havainnointitutkimukset. Kuusi havainnointitutkimukset [36] – [38], [40], [43], [44] raportoitu RR arvioita yhdistyksen välisen pitkäaikaisen statiinin käyttöä ja keuhkosyövän riskiä (taulukko 3).

Taulukko 4 havainnollistaa mielestämme noin jokaiseen bias riski mukana RCT, suurin osa kohteita olivat ”vähäriskisten” perustuvat Cochrane käsikirja. Taulukossa 5 on yhteenveto laadun tulokset kohorttitutkimuksessa ja tapausverrokkitutkimukset perustuu Newcastle-Ottawa Scale. Useimmat havainnointitutkimukset pisteet 5 tai enemmän, mikä viittaa kohtuullisen hyvä laatu kohortti ja tapaus-verrokki tutkimuksissa.

Meta-analyysi satunnaistetun

Five RCT osaltaan analyysiin [27] – [31]. Kaikkiaan 29658 yksilöitä osallistui näissä tutkimuksissa: 14830 in hoitoryhmässä ja 14828 vuonna kontrolliryhmissä (taulukko 1). Osallistujat oli keskimääräinen seuranta noin 5,8 vuotta. Kokonaisveroaste keuhkosyöpään oli 1,46% vuonna statiinin ryhmässä (217 tapauksesta tapausta) ja 1,61% kontrolliryhmässä (238 tapaus tapausta). Kuvio 2 piirtää RR arvioiden ja 95%: n luottamusväli yksittäisistä tutkimuksista ja yhdistetyissä tuloksissa. Statiinia käyttö ei todettu olevan yhteydessä keuhkosyövän riskiä (RR 0,91, 95% CI 0,76-1,09). Cochranin Q testiä johti

P

= 0,63 (Q = 2,57), ja vastaava määrä I

2 on 0%, molemmat mikä osoittaa, että tutkimuksen tulokset olivat homogeenisia.

P

arvo Egger testi oli

P

= 0,30, mikä viittaa alhainen todennäköisyys julkaisu puolueellisuudesta.

neliöt osoittavat tutkimuksittain riskiestimaattien (koko neliö heijastaa tutkimuksittain tilastollinen paino, eli käänteistä varianssi); Vaakasuorat viivat osoittavat 95%: n luottamusväli (CI); timantit ilmaisevat yhteenveto riskiarvio sen vastaavan 95%: n luottamusväli. Lyhenteet: RR, riskisuhde; AFCAPS, Air Force /Texas Coronary Atherosclerosis Prevention Study; ALLHAT-LLT, Antihypertensive ja lipidejä alentavan ehkäisevänä hoitona Heart Attack Trial; LIPS, Lesol Intervention Prevention; 4S, Scandinavian Simvastatin Survival Study; HPS, Heart Protection Study; WOSCOPS, West of Scotland Coronary Prevention Study.

Kun analyysi rajoitettiin tutkimuksiin, jotka arvioitiin statiinihoitoon lumelääkkeeseen verrattuna [27], [29] – [31], tulokset eivät merkittävästi muutu (RR 0,96, 95% CI 0,77-1,20). Samoin kun kerrostetaan data kahteen alaryhmään (lipofiilinen

v

lipofo- statiinien), emme löytäneet tilastollisesti merkitsevästi yhteydessä lipofiilisten tai lipofo- statiinien ja keuhkosyövän riskiä (taulukko 6).

meta-analyysi havainnointitutkimukset

14 asiaankuuluvat tutkimukset julkaistiin vuosina 2000 ja 2012 (taulukko 2), mukaan lukien 7 kohorttitutkimusten [35], [37], [39], [40] – [ ,,,0],42] ja 7 tapausverrokkitutkimukset [32] – [34], [36], [38], [43], [45]. Yhteensä 4979746 osallistujaa, mukaan lukien 37558 keuhkosyöpää oli mukana näissä tutkimuksissa ja seurattiin 4-15 vuotta. Kaikki tutkimukset arvioitu altistuminen statiinien ja keuhkosyövän riskiä, ​​paitsi yhdessä tutkimuksessa [36], jossa tarkasteltiin käyttää kaikkia kolesterolia alentavia lääkkeitä. Viisi tutkimuksissa raportoitu RR [32], [33], [35], [41], [44], 5 raportoitu TAI [34], [36], [38], [43], [45], ja 4 raportoitu HR [37], [39], [40], [42]. Useimmat tutkimukset edellyttäen riskiestimaattien jotka ikä- (12 tutkimusta), sukupuoli (10 tutkimusta), tupakointi (7 tutkimukset), käyttö steroideihin kuulumattomien tulehduskipulääkkeiden (7 tutkimukset), ja diabetes (7 tutkimukset); vähemmän korjattiin painoindeksin (6 tutkimukset), ja alkoholin käyttö (2 tutkimusta) (taulukko 2).

monimuuttuja-oikaistu RRs keuhkosyöpää varten statiinin käyttöön yksittäisissä havainnointitutkimukset ja yhteenveto arvioita on esitetty kuvassa 3. yleinen RR keuhkosyöpää varten statiinin käyttö oli 0,88 (95% CI 0,75-1,04) ja havainnointitutkimukset yhdistettynä. Siellä oli tilastollisesti merkitsevä heterogeenisuus tutkimukset (

P

0,001; I

2 = 95,1%). Egger testi ei havaittu julkaisun bias (

P

= 0,43).

neliöt osoittavat tutkimuksittain riskiestimaattien (koko neliön heijastaa tutkimuksittain tilastollinen paino, eli käänteinen varianssi); Vaakasuorat viivat osoittavat 95%: n luottamusväli (CI); timantit ilmaisevat yhteenveto riskiarvio sen vastaavan 95%: n luottamusväli.

tutkia yhdenmukaisuuden tutkimusten vaihtelevia malleja eri potentiaalia harhat, me ositettu tiedot alaryhmiin perusteella tutkimuksen suunnittelu. Mitään merkittävää assosiaatio statiinien ja keuhkosyövän riskiä keskuudessa tapausverrokkitutkimukset (RR 0,81, 95%: n luottamusväli 0,57-1,16) ja kohorttitutkimusten (RR 0,94, 95% CI 0,82-1,07). Merkittäviä heterogeenisyys havaittiin myös keskuudessa tapausverrokkitutkimukset (

P

0,001; I

2 = 96,4%) ja kohorttitutkimusten (

P

0,001; I

2 = 87,8%). Käyttämällä vaiheittainen prosessi, huomasimme, että suurin osa heterogeenisuus johtui yhden tutkimuksen Khurana et al. [38] in tapaus-verrokki tutkimuksissa. Kun tämä tutkimukset suljettiin, yhteenvedossa arvio oli olennaisesti muuttumaton (RR 0,99, 95% CI +0,87-+1,11), mutta samanaikainen muutos heterogeenisuus mitattiin Q-testi (from

P

0,001

P

= 0,335). Ja Huomasimme myös, että suurin osa heterogeenisuus johtui kahdesta tutkimukset Farwell et al. [39] sekä Haukka et al. [41] vuonna kohorttitutkimuksiin. Kun nämä kaksi tutkimusta suljettiin pois, yhteenvedossa arvio oli olennaisesti muuttumaton (RR 1,04, 95% CI 0,98-1,11), mutta samanaikainen muutos heterogeenisuus mitattiin Q-testi (from

P

0,001 että

P

= 0,790).

Lisäksi kuusi tutkimusta [36] – [38], [40], [43], [44] ilmoitetaan RR arvioita yhdistyksen välisen pitkän termi statiinin käyttöä ja keuhkosyövän riskiä (taulukko 3). Tulosten perusteella Näistä tutkimuksista, lasketun yhdistetyn RR keuhkosyövän pitkäaikaisessa statiinin käyttö todettiin olevan 0,81 (95% CI 0,42-1,56) (taulukko 6). Kerrostunut analyysi säätö tupakoinnin ei havaittu tilastollisesti merkitsevää eroa yhteenveto arvioiden välillä kerrostumien (taulukko 6).

Yhdistetty Analysis

Lisäksi teimme yhdistetty analyysi satunnaistetun ja havaintotutkimuksista. Statiinia käyttö ei todettu olevan yhteydessä keuhkosyövän riskiä (RR 0,89, 95% CI 0,77-1,03). Cochranin Q testiä johti

P

0,001 (Q = 268,59), ja vastaava määrä I

2 oli 93,3%. Kuitenkin tämä erityisesti analyysi hallitsi havainnointitutkimukset (14 tutkimusta). Nämä tutkimukset osuus oli 81,2% vuonna random-vaikutusten malli.

Keskustelu

Tämä läsnä meta-analyysiin sisältyi 19 kliinisiin tutkimuksiin (5 RCT ja 14 havaintotutkimuksista), joihin osallistui yhteensä 5.009.404 osallistujaa ja 38013 keuhkosyöpää. Kaiken sekä meta-analyysit RCT ja seurantatutkimuksesta osoittivat ole näyttöä yhdistyksen välillä statiinia käytön ja keuhkosyövän riskiä. Tuloksemme ovat sopusoinnussa viimeaikaisen meta-analyysejä yhdistyksen välillä statiinia käyttö ja muut laitoksen omat syöpiä. Samoin he päättelivät, että statiinit eivät tarjoa mitään huomattavaa kasvua tai vähenemistä peräsuolen, haiman, melanooma tai rintasyöpä riskiä [47] – [50].

Meidän alaryhmäanalyyseissa, tuloksia ei vaikuttanut olennaisesti tutkimalla suunnittelu, RCT lipofiilisten tai lipofo- statiinien, ja tutkimukset pitkäaikaisen statiinin käyttöä, jonka vahvistavat luottamusta pätevyyttä siihen tulokseen, että statiini käyttö ei liittynyt keuhkosyövän riskiä. Vaikka merkittävä heterogeenisyys havaittiin keskuudessa kohortti ja tapausverrokkitutkimukset, yhteenveto arviot olivat pääosin ennallaan jälkeen ilman edistävien tutkimusten eniten heterogeenisyys.

Useat meta-analyysit ovat arvioineet yhdistyksen välillä statiinien ja keuhkosyövän riskiä [51 ] – [53]. Meta-analyysi kaksikymmentä tapausverrokkitutkimukset [51], Taylor et al löysivät merkitsevästi yhteydessä statiinin käyttö ja syöpä, mutta kun stratifioituna syövän tyypin, vain yhdessä paksusuolensyöpä säilyi. Kuitenkin tutkimukset olivat merkitsevästi heterogeenisiä (

P

0,01) ja nämä tapausverrokkitutkimukset olivat alttiita erilaisille harhat. Vuonna 2007 meta-analyysiin sisältyi RCT ja havaintotutkimuksista päätteli, että statiinia käyttö ei liittynyt keuhkosyövän riskiä. Ja tämä meta-analyysiin sisältyi 12 havainnointitutkimukset, vain 3 rajoittuivat keuhkosyöpään [52]. Äskettäinen meta-analyysi Kuoppala et al. [53] käytetään hierarkkinen laatuun perustuvia menetelmiä arviointi- ja sisälsi useita havaintotutkimuksista ole mukana aiemmissa raporteissa. Tämä meta-analyysi osoitti, että statiinit ollut vaikutusta esiintyvyys keuhkosyöpään. Kuitenkin vaikutus arvio keuhkosyöpä oli laaja (mediaani RR 0,92, alue 0,83-3,0) ja näytön vahvuuden oli heikko.

Vaikka emme löytäneet yhdistyksen välillä statiinia käytön ja keuhkosyövän riskiä kliinisissä tutkimuksissa , useissa prekliinisissä tutkimuksissa todetaan, että statiinit voivat olla syöpä chemopreventive ominaisuuksia. Mekanistinen tiedot viittaavat siihen, että statiinit ”chemopreventive mahdollisia syöpää vastaan ​​kautta estämällä mevalonaatin koulutusjakson [54]. Mevalonaatiksi reitti on tärkeä metaboliareitti jotka tarjoavat solu bioaktiivisia molekyylejä, jotka ovat avainasemassa useissa solun prosesseissa, kuten kalvo eheys, solusignalointia, proteiinisynteesiä, ja solusyklin etenemisen [55]. Statiinit ”HMG-CoA reduktaasin estää HMG-CoA: n mevalonaatin, ja siten vähentää tasoja mevalonaatin ja sen loppupään tuotteita, luultavasti tuloksena ohjaus kasvaimen aloittamisesta, kasvua ja etäpesäkkeiden [56], [57].

Lisääntyvä todistusaineisto viittaa siihen, että statiinit saattavat parantaa antituumorivaikutuksen erilaisten sytokiinien ja kemoterapeuttiset aineet. Vaiheen 2 tutkimuksessa irinotekaanin, sisplatiini, ja simvastatiinin käsittelemättömän laaja-tauti pienisoluinen keuhkosyöpä (ED-SCLC), tulokset osoittivat, että lisäys simvastatiinin irinotekaanille ja sisplatiinin voisi parantaa tulosten runsaasti tupakoivat ED-SCLC [58]. Ja toinen vaihe 2 tutkimus gefitinibi ja simvastatiinin verrattuna gefitinibiä osoitti simvastatiinin saattaisi parantaa tehoa gefitinibin että alaryhmä gefitinibin kestävästä ei-SCLC potilaista [59]. Koska tämä kenttä on uusi, vain harvat kliinisissä tutkimuksissa on raportoitu tähän mennessä. Siksi yhdistetty kasvaimien statiinien ja syöpälääkkeiden on tutkimusalue, joka takaa tulevaisuuden tutkimus.

Mielenkiintoista, tuore tutkimus Nielsen et al [60] ehdotti, että statiinia käyttö liittyi huomattava lasku syöpään liittyvää kuolleisuutta. Ne arvioitiin kuolleisuus potilaiden koko Tanskan väestöstä, jotka olivat saaneet diagnoosin syövän vuosien 1995 ja 2007 Tutkimusasetelma oli merkittävää mahdollisuus arvioida kuolleisuus syöpään rajoitettu valinta bias. Tutkimuksessa kuitenkin on joitakin merkittäviä rajoituksia, jotka voivat vaikuttaa tulosten tulkintaan [61]. Yksi rajoitus on, että tärkeää tietoa tupakoinnin ja muiden riskitekijöiden (kuten leikkaus) ei ole saatavilla. Toinen rajoitus on, että ei ole selkeää mallia väheni kuolleisuus lisääntynyt annoksen [61]. Siksi enemmän tutkimuksia tarvitaan tarkistaa havaintoja muulla väestöllä, ottaen huomioon hoidon, tupakoinnista, sekä muut riskitekijät.

Tämä tutkimus on useita vahvuuksia. Ensinnäkin, tämä uusin meta-analyysi yhdistetään kaikki alan kirjallisuudessa julkaistut maaliskuuhun 2012. Lisäksi 19 kliinisiä tutkimuksia mukana meidän meta-analyysi, raportointi tiedot 38013 keuhkosyöpää. Meta-analyysi tutkimuksia suuri määrä tapaus tapauksissa tarjoaa suuren tilastollisen tehon arvioimiseksi suhde altistumisen ja tuloksen riskiä.

Kuitenkin, meidän meta-analyysi on useita rajoituksia. Ensinnäkin mukana tutkimukset olivat eri kannalta tutkimuksen suunnittelu ja määritelmiä lääkealtistuksen. Kuitenkin meidän havainnot olivat vakaat ja vahvana alaryhmäanalyyseissa. Toiseksi, meta-analyysi ei pysty ratkaisemaan ongelmia sekoittavia tekijöitä, jotka voisivat olla luonnostaan ​​mukana tutkimuksissa. Riittämätön valvonta sekoittavat tekijät voivat puolueellisuus tulokset jompaankumpaan suuntaan, kohti liioiteltua tai aliarviointiin riskiarvioita. Meidän meta-analyysi, jokainen havainnointitutkimuksessa oikaistu RR eri häiritsevien tekijöiden, jotka saattavat olla lähde heterogeenisyys. Kolmanneksi heterogeenisyys voidaan käyttää myös siksi methodologic ja väestökehityksen eroja tutkimuksissa. Käytimme sopiva motivoitunutta pääsyn kriteerit maksimoimiseksi homogeenisuus, ja suoritetaan herkkyys ja alaryhmäanalyyseissa tutkia potentiaalisia heterogeenisyys. Lopuksi luontainen katselmointikokouksiin prosessissa julkaistuista tutkimuksista on mahdollisuus julkaisun puolueellisuudesta. Meidän haku rajoittui julkaistut tutkimukset indeksoitu lehdissä. Tässä meta-analyysissä, emme etsi julkaisemattomia tutkimuksia tai alkuperäisen datan. Emme kuitenkaan löytäneet todisteita huomattavasta julkaisu puolueellisuudesta.

Yhteenvetona havainnot tästä meta-analyysi osoitti, että statiinia käyttö ei liittynyt riskiä sairastua keuhkosyöpään.

tukeminen tiedot

Tiedosto S1.

PRISMA tarkistuslista meta-analyysi.

doi: 10,1371 /journal.pone.0057349.s001

(DOC) B