Krooninen sairaus

tiivistelmä

Kliiniset tutkimukset ovat osoittaneet, että statiinia käyttö voi muuttaa keuhkosyövän riskiä. Nämä tutkimukset tuotti erilaisia ​​tuloksia. Määrällisesti yhdistyksen välillä statiinia käytön ja keuhkosyövän riskiä, ​​teimme yksityiskohtainen meta-analyysi. Kirjallisuushaku suoritettiin käyttäen MEDLINE-, EMBASE ja COCHRANE tietokantaan tammi 1966 marraskuussa 2012. Ennen meta-analyysi, Tutkimusten välisten heterogeenisuus ja julkaisu bias arvioitiin käyttäen asianmukaisia ​​tilastollisia testejä. Kiinteä-vaikutus ja random-vaikutus malleja käytettiin laskettaessa yhdistettyihin suhteelliset riskit (RR) ja vastaavat 95% luottamusvälit (CI). Alaryhmäanalyysien, herkkyysanalyysi ja kumulatiivinen meta-analyysi suoritettiin myös. Yhteensä 20 (viisi satunnaistetuissa kontrolloiduissa kokeissa, kahdeksan ikäluokat, ja seitsemän tapaus-verrokki) tutkimukset vaikuttivat analyysiin. Yhdistettiin tulokset osoittivat ei-merkitsevä lasku koko keuhkosyövän riskiä kaikkien statiinin käyttäjiä (RR = 0,89, 95% CI [0.78, 1.02]). Lisäksi pitkäaikainen statiinin käyttö ei merkittävästi pienentää riskiä koko keuhkosyöpä (RR = 0,80, 95% CI [0,39, 1,64]). Meidän alaryhmäanalyysien, tuloksia ei merkittävästi vaikuta tutkimuksen suunnittelu, osallistuja etnisyys, tai sekoitin säätö. Lisäksi herkkyys analyysi vahvisti vakautta tuloksia. Havainnot Tämän meta-analyysi viittasi siihen, että ei ollut merkittävää yhdistyksen välillä statiinia käytön ja keuhkosyövän riskiä. Lisää tutkimuksia, erityisesti satunnaistetuissa kontrolloiduissa kokeissa ja laadukkaita kohorttitutkimusten perusteltua vahvistaa tätä yhdistystä.

Citation: Wang J, Li C, Tao H, Cheng Y, Han L, Li X, et al. (2013) statiineja käyttö ja keuhkosyövän riskiä a meta-analyysi havainnointitutkimukset ja satunnaistetuissa kontrolloiduissa kokeissa. PLoS ONE 8 (10): e77950. doi: 10,1371 /journal.pone.0077950

Editor: John D Minna, Univesity Texas Southwestern Medical Center at Dallas, Yhdysvallat

vastaanotettu: 03 kesäkuu 2013; Hyväksytty: 06 syyskuu 2013; Julkaistu: 25 lokakuu 2013

Copyright: © 2013 Wang 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: Kirjoittajat ei ole tukea tai rahoitusta raportoida.

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

Johdanto

Keuhkosyöpä on johtava syy syövän kuoleman maailmanlaajuisesti [1,2]. Ikävakioitu esiintyvyys keuhkosyöpään oli 62,6 prosenttia 100000 miesten ja naisten vuodessa, ja ikävakioitu kuolleisuus oli 50,6 100000 miesten ja naisten vuodessa [3]. 3-hydroksi-3-metyyliglutaryylikoentsyymi A: n reduktaasin estäjät (statiinit) ovat yleisimmin käytettyjä lääkkeitä hyperkolesterolemian hoidossa, joka voimakkaasti vähentää plasman kolesterolitasot. Niiden teho on kardiovaskulaaristen tapahtumien osoittautunut kiistattomasti sekä vähentämään sairastuvuutta ja kuolleisuutta [4,5]. Jyrsijöiden tutkimukset ehdotti, että statiinit voivat aiheuttaa syöpää [6]. Kuitenkin useissa prekliinisissä tutkimuksissa on osoitettu, että statiinit voivat olla mahdollisia syöpää ehkäisevistä vaikutuksista läpi pidätti solukierron etenemisen [7], joka indusoi apoptoosia [8,9], tukahduttaa angiogeneesiä [10,11], ja estämällä kasvaimen kasvua ja etäpesäkkeiden [12,13 ]. Keuhkosyöpään, jotkut kokeelliset tutkimukset ovat osoittaneet, että statiinia voivat aiheuttaa apoptoosia [14-18], estää kasvaimen kasvua [19-22], angiogeneesi [23], sekä etäpesäkkeiden [24]. Edelleen, statiinin voi voittaa lääkeresistenssin ihmisen keuhkosyövän [25]. Nyt on olemassa joitakin tutkimuksia tutkivat yhdistyksen välillä statiinia käytön ja keuhkosyöpää, mutta nykyiset tulokset ovat kiistanalaisia. Jotta voitaisiin paremmin ymmärtää tämän ongelman, me suorittaa meta -analyysiohjelman nykyisten satunnaistetussa kontrolloidussa tutkimuksessa (RCT) ja havaintoihin perustuva tutkimus, joka tutki yhdistyksen välillä statiinien käytön ja riski sairastua keuhkosyöpään.

Materiaalit ja menetelmät

Literature Etsi

Meta-analyysi tehtiin mukaisesti Preferred Reporting Kohteiden-katsaukseen ja Meta-analyysit (PRISMA) [26]. Kirjallisuushaku suoritettiin käyttäen MEDLINE-, EMBASE ja COCHRANE tietokannat tammi 1966 marraskuussa 2012. Ei ollut mitään rajoituksia alkuperän ja kielten. Hakuehdot sisältyvät: ” hydroksimetyyliglutaryyli-reduktaasin estäjän (t) ” tai ” statiini (t) ” tai ” lipidejä alentava aine (s) ” ja ” syöpä (s) ” tai ” kasvain (s) ” tai ” maligniteetti (t) ”. Viittaus luettelo kunkin vertailevaa tutkimusta ja aiemmat arviot olivat käsin tarkasteltiin tiedon löytämiseen osuvilla tutkimukset.

Tutkimus valinta

Kaksi arvioijat valitaan itsenäisesti myöntää tutkimuksissa. Erimielisyys arvioijat ratkaistiin keskustelemalla kolmannen arvostelija. Inclusion olivat: (i) alkuperäinen tutkimus, jossa verrattiin statiinihoidon inaktiivisen ohjaus (plasebo tai ei statiineja), (ii) aikuisten TET (18-vuotias), (iii) esitetään kerroinsuhde (OR), suhteellinen riski ( RR), tai riskisuhde (HR) arvioi sen 95%: n luottamusväli (CI), tai mikäli tietoja laskennasta., ja (iv) seuranta yli vuoden. Tutkimukset ilman keuhkosyöpä arviointia ja ne kuvaavat statiinihoidon syöpää tai elinsiirtopotilailla suljettiin pois. Kun oli useita julkaisuja samasta väestöstä vain tietoja uusimman raportin otettiin mukaan meta-analyysi ja loput jätettiin pois. Tutkimukset raportointi eri toimenpiteiden RR kuten riskisuhde, korko suhde, HR, ja OR sisältyivät meta-analyysi. Käytännössä nämä toimenpiteet vaikutus saadaan samanlainen arvio RR, koska absoluuttinen riski sairastua keuhkosyöpään on alhainen.

Data louhinta

Seuraavat tiedot kerättiin kaksi arvioijat itsenäisesti käyttäen tarkoitukseen -designed muoto: nimi ensimmäinen kirjoittaja, julkaisu aika, maa väestöstä tutkittu, tutkimuksen suunnittelu, tutkimuksen aikana, potilas ominaisuudet, statiinin tyyppi, RR arvioita ja sen 95% CI, sekoittavat tekijät yhteensovittamiseksi tai säätöjä.

Methodological laadun arviointi

laatu mukana satunnaistetussa kontrolloidussa tutkimuksessa (RCT) arvioitiin käyttäen työkalua ”riskin puolueellisuudesta” mukaan Cochrane Handbook. Satunnaistamismenetelmän, jako salaaminen, sokaiseva, puutteelliset tiedot ja valikoiva raportoinnin arvioitiin, ja jokainen niistä luokiteltiin ”kyllä ​​(+)”, ”no (-)” tai ”epäselvä (?)”, Joka heijastuu vähäinen bias , suuri riski bias ja epävarma riski bias, vastaavasti. Käytimme Newcastle-Ottawa mittakaavassa arvioida methodologic laatua kohortti ja tapaus-verrokki tutkimuksissa. Newcastle-Ottawa Scale sisältää kahdeksan kohteita, jotka on luokiteltu kolmeen ryhmään: valinta (neljä kohteita, yksi tähti kutakin), vertailtavuus (yksi erä, enintään kaksi tähteä), ja valotuksen /tulos (kolme kohtaa, yksi tähti kukin). A ” tähti ” esittelee ”” laadukkaat ”valintaan yksittäisten tutkimus. Kaksi arvioijaa jotka sokaisi alkuperän suhteen, toimielin, lehden, ja kirjoittajat kunkin mukana julkaisun riippumattomasti arvioida methodologic laatua. Erimielisyys arvioijat ratkaistiin keskustelemalla kolmannen arvostelija.

Data synteesi ja analysointi

heterogeenisuus arvioitiin käyttämällä Cochran Q ja I

2 tilastoja. Q tilastotieto, P-arvo 0,10 pidettiin tilastollisesti merkittävä heterogeenisyys; että I

2 tilastoa, heterogeenisyys tulkittiin poissa (I

2: 0% -25%), alhainen (I

2: 25,1% -50%), kohtalainen (I

2 : 50,1% -75%), tai korkea (I

2: 75,1% -100%) [27]. Kokonaisanalyysi lukien kaikki voivat tutkimukset tehtiin ensin, ja alaryhmä analyysit suoritettiin (i) tutkimuksen suunnittelu (RCT, kohortti ja tapausverrokkitutkimukset), (ii) tutkimus sijainti, ja (iii) valvonta sekoittavat tekijät (n ≥ 8, n ≤ 7), tutkia näiden tekijöiden vaikutusta yhdistyksen. Olemme myös arvioinut yhteyden pitkäaikainen statiinin käyttöä ja keuhkosyövän riskiä. Yhdistettiin RR arvioita ja vastaavat 95% CI laskettiin käyttämällä käänteistä varianssi menetelmällä. Koska tilastollisesti arvioe fi kallistuksen heterogeenisuus (I

2: 0% -25%), kiinteitä mallia käytettiin; muuten random malli suoritettiin. Voit testata luotettavuutta yhdistyksen ja luonnehtivat mahdollisia lähteitä tilastotietojen heterogeenisyys, herkkyysanalyysi tehtiin ilman tutkimuksia yksi kerrallaan ja analysoimalla tasalaatuisuuden ja vaikutus koko kaikille lepoa tutkimuksissa. Julkaisu bias arvioitiin käyttämällä Begg ja Mazumdar säätää listalla korrelaatio testi ja Egger regression epäsymmetria testi [28,29]. Kaikki analyysit suoritettiin käyttäen Stata versio 11.0 (StataCorp, College Station, TX).

Tulokset

Hakutulokset ja ominaisuudet sisältämien tutkimusten meta-analyysi

Kuva 1 näyttää vuokaaviota tutkimuksen osallisuutta. Kaikkiaan 4012 sitaattien tunnistettiin alkuvaiheen haku. Perusteella otsikko ja tiivistelmä tunnistimme 21 papereita. Sen jälkeen yksityiskohtainen arviointi, kolme tutkimusta suljettiin syistä kuvattu kuviossa 1. Kaksi tutkimuksessa tunnistettiin viiteluetteloissa. Vihdoin, loput 20 julkaistut tutkimukset vuodesta 1998 ja 2012 otettiin mukaan meta-analyysissä, jossa on viisi RCT [30-34], kahdeksan kohorttitutkimukset [35-42], ja seitsemän tapausverrokkitutkimukset [43-49] ( Lähtötiedot ja muut yksityiskohdat on esitetty taulukossa 1). Yhteensä 4980009 osallistujaa, mukaan lukien 37560 keuhkosyöpä tapauksista oli mukana. Niistä 20 sisältyi tutkimuksia, yhdeksän tutkimukset tehtiin Amerikassa, Euroopassa yhdeksän, ja loput kaksi Aasiassa. Lisäksi kuusi tutkimukset [38,41,42,45,48,49] raportoitu RR arvioita yhdistyksen välisen pitkäaikaisen statiinin käyttöä ja keuhkosyövän riskiä (taulukko 2). Kuvio 2. esittää mielestämme noin jokaiseen bias riski mukana RCT, suurin osa kohteita olivat ”matalan riskin”, joka perustuu Cochrane käsikirja, mikä viittaa kohtuullisen hyvä laatu RCT. Taulukossa 3 on yhteenveto laadun tulokset kohorttitutkimuksessa ja tapaus-verrokki tutkimuksissa. Newcastle-Ottawa Scale pisteet mukana tutkimuksissa vaihteli 4-9, jossa mediaani 6; 9 tutkimukset (60%) katsottiin olevan korkealaatuisen (≥6).

Tekijä

Year

Maa

Tutkimusasetelma

Study aikana

Käsitellyt n /N tai tapauksissa n /N

Contros n /N

statiineja tyyppi

sekoittavien tekijöiden säätämiseksi

Downs JR1998USARCT1990-199722 /3,30417 /3,301LRandomizationBlais L2000Canadacase-control1988-1994NR /70NR /700L, P, Sage, sukupuoli, käyttö fibriinihapon, käyttämällä muita lipidejä vähentäviä aineita, edellinen hyvänlaatuinen kasvain, vuosi kohortin tulon, pisteet comorbiditySerruys PW2002NetherlandsRCT1996-19985/8443/833FRandomizationALLHAT-LLT2002USARCT1994-200263/5,17078/5,185PRandomizationStrandberg TE2004Nordic countriesRCT1988-199425 /2,22131 /2,223SRandomizationGraaf MR2004Netherlandscase-control1995-1998NR /449986 /16,976A, C, F, P, Sage, sukupuoli, maantieteellinen alue, seuranta-ajan, kalenteri aika, diabetes, krooninen käyttö diureetteja , ACE: n estäjien käyttö kalsiumsalpaajia, käyttö tulehduskipulääkkeiden käytön hormoneja tai muita lipidejä vähentävien hoitojen, tuttu hypercholesterolemiaKaye JA2004UKcase-control1990-200243 /6051066/14844 NR ikä, painoindeksi, smokingFriis S2005Denmarkcohort1989-200273 /12,2513326 /336,011A, C, F, L, P, Sage, sukupuoli, kalenteri ajan, käyttö tulehduskipulääkkeiden käyttö hormoni, käyttö sydän- drugsSato S2006Japan cohort1991-19951 /1791 /84Page, sukupuoli, seerumin kolesterolitasoa, tupakointi Fordin I2007UKRCT1989- 1991102 /3,291109 /3,286PRandomizationCoogan PF2007USAcase-control1991-200531 /464190 /3,900NR ikä, sukupuoli, painoindeksi, haastattelu vuosi, tutkimuskeskuksessa, alkoholin kulutus, rotu, kouluvuosien, tupakointi, käyttö NSAIDKhurana V2007USAcase-control1998-20041, 994 /7,280161,668 /476,453NRage, sukupuoli, rotu, BMI, tupakointi, alkoholin käyttö, diabetes mellitusSetoguchi S2007USAcohort1994-2003179 /24,43937 /7,284A, C, F, L, P, Sage, tulehduskipulääkkeiden käyttöön, käytön hormonien, diabetes, liitännäissairauksia pisteet, määrä lääkärikäyntiä ennen sairaalahoitoa, niveltulehdus, lihavuus, smokingFriedman GD2008USAcohort1994-2003614 /361,859NR /NRA, C, F, L, P, R, Ssmoking käyttö tulehduskipulääkkeiden, kalenterivuoden Farwell WR2008USA cohort1997-2005436 /37,248431 /25,594A, F, L, P, Sage, paino, kilpirauhasen, diabetes mellitus, kohonnut verenpaine, sydän- ja verisuonisairauksien, munuaisten vajaatoiminta, rintakipu, aspiriinin käyttö, psyykkinen sairaus, alkoholismi, keuhkosairaus, tupakointi, yhteensä cholesterolHaukka J2010Finlandcohort1996-2005112 /2,333135 /2,796A, C, F, L, P, Ssex, ikä, seuranta periodHippisley-Cox J2010England Walescohort2002-2008NR /225,922NR /1,778,770A, F, P, R, Sage, sukupuoli, liitännäissairauksia pisteet, BMI, käyttöä NSAID, tupakointi, korkea verenpaine, käyttö hormonesJacobs EJ2011USAcohort1997-200798 /47814 henkilö-years1,184 /707602 henki- vuotta F, L, P, Sage, sukupuoli, rotu, koulutus, tupakointi, käyttö tulehduskipulääkkeiden, BMI, liikunta, historia kohonnut kolesteroli, diabetes, sydänsairaudet, hypertensionVinogradova Y2011UKcase-control1998-20081,998 /10,1637,621 /42,415A, P, Sdiabetes, nivelreuma, verenpainetauti, BMI, tupakointi, käyttö tulehduskipulääkkeiden, COX-2-estäjiä ja aspiriini, hormonikorvaushoito, perussairaus, tupakointi, sosioekonomisten statusCheng MH2012Taiwancase-control2005-200861 /297294 /1,188A, F , L, P, R, Stuberculosis, diabetes, käyttö tulehduskipulääkkeiden, hormonikorvaushoito, muut lipidilääkitystä, määrä sairaalahoitoon Taulukko 1. Tutki ominaisuuksia.

NR = Ei Raportoitu; Käsitellyt n /N = No tapausten hoidetussa ryhmässä, sillä kohorttitutkimukset; tapauksissa n /N = No altistuneiden tapauksissa, case-control tutkimukset; Statiinin tyyppi: A = atorvastatiini, C = Serivastatiini, F = Fluvastatiini, L = Lovastatiini, P = Pravastatiini, R = rosuvastatiini, S = simvastatiini; ALLHAT-LLT: Verenpainetta alentava ja lipidejä alentavan ehkäisevänä hoitona Heart Attack Trial CSV Lataa CSV Study

vuoden

Tutkimusasetelma

RR

95% CI

määritelmä ”pitkän aikavälin” statiinin käyttää

Coogan PF2007case-control0.90.4-2.1≥5 vuotta Khurana V2007case-control0.230.2-0.26 4 yearsSetoguchi S2007cohort1.020.59-1.74≥3 vuotta Friedman GD2008cohort1.060.88-1.28 5 vuotta Jacobs EJ2011cohort1.080.93- 1.25≥5 vuotta Vinogradova Y2011case-control1.170.95-1.45≥6 vuotta Taulukko 2. Tutkimukset arvioidaan yhdistyksen välillä pitkäaikaisen statiinin käyttöä ja riskin koko keuhkosyöpään.

RR = suhteellinen riski; CI = luottamusväli CSV Lataa CSV

”+”, ”-” tai ”?” Näkyy vähäinen bias, suuri riski harhaa ja epävarma puolueellisuudesta vastaavasti. ALLHAT-LLT: Verenpainetta alentava ja lipidejä alentavan ehkäisevänä hoitona Heart Attack Trial.

Tapausverrokkitutkimukset

Selection

vertailukelpoisuus

Exposure

Kokonaistilanne

Blais L 20003115Graaf MR 2004 2114Kaye jA 2004 4228Coogan PF 20072215Khurana V 20072215Vinogradova Y 20113216Cheng MH 20122114Cohort studiesSelection ComparabilityOutcomeTotal scoreFriis S 20053126Sato S 20061135Setoguchi S 20074127Friedman GD 20084116Farwell WR 20084239Haukka J 20103137Hippisley-Cox J 20103238Jacobs EJ 20113238Table 3. Methodological laadun mukana kohorttitutkimuksessa ja tapausverrokkitutkimukset perustuva Newcastle-Ottawa Scale.

CSV Lataa CSV

Main analyysi

Koska merkittävä heterogeenisyys (P 0,001, I

2 = 93,6%) havaittiin, satunnainen vaikutusten malli valittiin yli kiinteiden vaikutusten malli, ja huomasimme, että statiinia käyttö ei merkittävästi vaikuta riskin keuhkosyöpä (RR = 0,89, 95% CI [0.78, 1.02]). Molemmat monimuuttujasäätöjen oikaistu RR arvioiden 95% CI kukin tutkimus ja yhdistetyt RR on esitetty kuvassa 3. laskettu yhteenlaskettu RR keuhkosyövän pitkäaikaisessa statiinin käyttö todettiin olevan 0,80 (95% CI [0,39, 1,64]), esitetty kuvassa 4.

neliöt osoitti tutkimuksittain riskiestimaattien (koko neliön heijastaa tutkimuksen-tilastollinen paino, eli käänteinen varianssianalyysi); Vaakasuorat viivat osoittavat 95%: n luottamusväli; timantti osoittaa yhteenveto suhteellinen riski arvio sen vastaavan 95%: n luottamusväli.

neliöt osoitti tutkimuksittain riskiestimaattien (koko neliön heijastaa tutkimuksen-tilastollinen paino, eli käänteinen varianssianalyysi); Vaakasuorat viivat osoittavat 95%: n luottamusväli; timantti osoittaa yhteenveto suhteellinen riski arvio sen vastaavan 95%: n luottamusväli.

alaryhmäanalyyseissa, herkkyysanalyysi ja kumulatiivinen meta-analyysi

ei havaittu huomattavia yhdistyksen välillä statiinia käytön ja riski keuhkosyöpä keskuudessa RCT (RR = 0,92, 95% CI [0.79, 1.06]), kohorttitutkimuksessa (RR = 0,93, 95% CI [0,82, 1,06]) sekä tapausverrokkitutkimukset (RR = 0,81, 95% CI [0,57, 1,16]), esitetään taulukossa 4. Kun ositettu eri tutkimukset tutkimus sijainnin, mitään merkittävää yhdistyksen ilmaantuvuus oli tutkimuksissa Amerikassa (RR = 0,84, 95% CI [0,62, 1,13]), Eurooppa (RR = 0,95, 95% CI [0,82, 1,09]), ja Aasiassa (RR = 0,83, 95% CI [0,59, 1,16]). Kun tutkimme jos perusteellinen säätö mahdollisten sekoittavien tekijöiden voi vaikuttaa yhdistettyyn RR, havaittiin, että tutkimuksissa, joilla on korkeampi ohjaus mahdollisten sekoittavien tekijöiden (n ≥ 8) sekä tutkimuksia alaohjauskeskuksesta (n ≤ 7) esitetään merkittävää yhdistyksen (RR = 0,96, 95% CI [0,83, 1,09] ja RR = 0,82, 95% CI [0,65, 1,04], vastaavasti) (taulukko 4). Voit testata luotettavuutta yhdistyksen ja luonnehtivat mahdollisia lähteitä tilastotietojen heterogeenisyys, herkkyysanalyysit tehtiin jättämällä pois tutkimuksista yksi kerrallaan ja analysoimalla tasalaatuisuuden ja vaikutus koko kaikille lepoa tutkimuksissa. Herkkyysanalyysi osoitti, että tutkimuksessa Khurana V ym. [48] vaikutti eniten vaihtelevuuden kaikissa tutkimuksissa. Lisäksi mitään merkittävää vaihtelua havaittu yhdistettiin RR hylännyt kaikki tutkimuksissa vahvistaa vakautta esittää tulokset. Kumulatiivinen meta-analyysi koko 20 tutkimuksista tehtiin arvioida kumulatiivinen vaikutus arvion ajan. Vuonna 1998, Downs JR et ai raportoitiin vaikutus arvio 1,29 (95% CI [0,69, 2,42]). Vuosina 2000 ja 2005 seitsemän tutkimusta julkaistiin, joiden yhteenlaskettu RR on 0,91 (95% CI [0.78, 1.05]). Vuosina 2006 ja 2012, 12 enemmän julkaisuja lisättiin kumulatiivisesti, johtaen kaiken vaikutus arvion 0,89 (95% CI [0.78, 1.02]) (kuva 5).

No. Opintojen

Poolattu arvio

testit heterogeenisyys

RR

95% CI

P-arvo

I

2 (%) B Kaikki studies200 0,89 0,78-1,02 0.00193.60 Tutkimusasetelma RCT50.92 0.79-1.060.6360.00 Cohort80.93 ,82-+1,06 0.00187.80 asia-control70.81 0,57-1,16 0.00196.40 Tutkimuskanta America90.84 0,62 -1,13 0.00196.20 Europe90.95 0,82-1,09 0.00189.70 Asian20.83 0.59-1.160.8190.00 oikaistu sekoittavat n ≥ 8 confounders70.96 0,83-1,09 0.00179.30 n ≤ 7 confounders80.82 0,65 -1,04 0.00195.50 tulokset pitkäaikaiseen statiinin use60.80 ,39-+1,64 0.00198.50 oikaisu tupakoinnin Yes100.89 0,71-1,11 0.00196.90 No50.89 0.75-1.060.9580.00 Taulukko 4. Overall vaikutus arviot keuhkosyövän ja statiinin käyttö mukaan tutkimaan ominaisuuksien.

RR = suhteellinen riski; CI = luottamusväli CSV Lataa CSV

Julkaisu bias

Tässä meta-analyysissä, ole julkaistu bias havaittu joukossa -tutkimukset Begg n P-arvo (P = 0,56); Egger n (P = 0,59) testi, joka ehdotti, ei ollut näyttöä julkaisemisesta bias (kuva 6).

Ei julkaistu bias havaittu joukossa -tutkimukset Begg n P-arvo (P = 0,56) ja Egger n (P = 0,59 ) testi, joka ehdotti, ei ollut näyttöä julkaisemisesta puolueellisuudesta.

keskustelu

viime vuosikymmenen, rooli statiinien syövän kehittymiseen on yhä ymmärretty. Tulokset meta-analyysin mukaan Undela K et al. ei tue oletusta, että statiineilla on suojaava vaikutus vastaan ​​rintasyöpä, oli kuitenkin väheneminen rintasyöpäriskin uusiutumisen statiinin käyttäjiä [50]. Johdonmukaisesti, Cui X et al: n meta-analyysi viittasi siihen, että ei ollut merkittävää yhdistyksen välillä statiinia käytön ja haimasyövän riskiä [51]. Kuitenkin meta-analyysin mukaan Pradelli D et al ehdottivat, että statiinien kääntäen verrannollinen riski maksasyövän, jossa yli 40% lasku maksasyövän riskiä keskuudessa statiinin käyttäjiä, riippumatta kestosta statiinin altistus [52]. Esillä meta-analyysiin sisältyi 20 Kliinisissä tutkimuksissa tällä hetkellä saatavilla (viisi RCT, kahdeksan kohorttitutkimukset, ja seitsemän tapausverrokkitutkimukset). Lopulta löysimme mitään merkittäviä todisteita vähentämistä keuhkosyövän riskiä keskuudessa statiinin käyttäjiä verrattuna ei-käyttäjille, kun statiinien otettiin päivittäin annoksina sydän- tapahtumaan ehkäisyyn. Esillä olevassa meta-analyysi, merkittävä heterogeenisuus havaittiin kaikkien tutkimuksissa. Siksi satunnainen vaikutusten malli valittiin yli kiinteiden vaikutusten malli määrittää yhdistettyä RR arvioiden meidän meta-analyysi. Herkkyysanalyysi osoitti, että tutkimuksessa Khurana V ym. [48] vaikutti eniten vaihtelevuuden kaikissa tutkimuksissa. Tutkimusaineiston tutkimuksessa Khurana V et al. koostui pelkästään veteraanien aktiivisella terveydenhoidon saatavuutta ja näin he olivat todennäköisesti määrätään myös statiinia kuin väestössä yleensä. Lisäksi laiminlyönti selvitysten ei muuttanut merkitsevästi suuruus Havaittu vaikutus, mikä viittaa vakautta havaintomme. Meidän alaryhmäanalyysien, tuloksia ei merkittävästi vaikuta tutkimuksen suunnittelu, tutkimus sijainti, ja sekoitin säätö. RCT, kohortti ja tapausverrokkitutkimukset yksinään ei esiintynyt merkittävää yhdistyksen välillä statiinia käytön ja keuhkosyövän riskiä. Kumulatiivinen meta-analyysi ei osoittanut merkittävää muutosta trendi riskienraportointijärjestelmät keuhkosyövän statiinin käyttäjiä vuosien 1998 ja 2012. Lisäksi tuloksemme osoittivat, että pitkäaikainen statiinin käyttö ei merkittävästi vähentää riskiä sairastua keuhkosyöpään esiintyvyys. Meidän pitäisi kuitenkin kohdella tätä tulosta varoen. Ensinnäkin kuviot statiinin käyttö olivat erilaisia ​​mukana tutkimuksissa. Monissa tapauksissa, huumeiden käyttö oli epäsäännöllinen, jossa kuukauden käyttämättä jättämisen välillä aikoja. Siksi kumulatiivinen statiinin määrä määritellään vuorokausiannokset (DDDS) voisi olla pieni huolimatta pitkän keston. Toiseksi määritelmä ”pitkäaikainen käyttö” ”oli erilainen joukossa mukana tutkimuksissa. Kolmanneksi, vain kuusi tutkimusta raportoitu RR arvioita yhdistyksen välisen pitkäaikaisen statiinin käyttöä ja keuhkosyövän riskiä.

Huolimatta kokeelliset tutkimukset ovat havainneet, että statiinia voivat aiheuttaa apoptoosin [14-18], estää kasvaimen kasvua [19-22], angiogeneesi [23], sekä etäpesäkkeiden [24], tuloksemme ehdotti siellä oli ole vakuuttavaa ehkäisevä vaikutus statiinin käyttöön keuhkosyövän riskiä. Nämä löydökset olivat linjassa viimeaikaisen meta-analyysi statiinin käytön ja yleisen syöpäriskin [53]. Meidän pitäisi huomata, että inhiboiva vaikutus statiinien keuhkosyöpään solut on toistaiseksi testattu vain in vitro, ja ne voivat käyttäytyä eri tavalla in vivo. Kuten tiedämme, statiinit selektiivisesti lokalisoitu maksaan, ja alle 5% annetusta annoksesta pääsee verenkiertoon. Siten hyödyllisyyttä statiinit kuten kemopreventiivisten aineina keuhkosyöpä on epäillyt antaneet valikoiva maksan otto ja alhainen systeeminen saatavuus [54]. Edellinen meta-analyysit viittasivat siihen, ettei mitään merkittävää yhdistyksen välillä statiinia käytön ja rintasyövän sekä haimasyövän riskiä [50,51], mutta statiini oli suojaava vaikutus vastaan ​​maksasyöpä [52], joka tukee lausunto edellä. Edelleen, statiinit ovat osoittautuneet lisätä säätelijä-T-solujen määrä ja toimivuus in vivo [55-57]; sekä lipofiilisiä ja hydrofiilisiä statiinit vähentävät luonnollisten tappajasolujen sytotoksisuutta [58]. Nämä immunosuppressiiviset vaikutukset statiinien voisi heikentää isännän antituumorivaikutuksen immuunivasteita, mikä viittaa vastakkaisen vaikutusta kasvaimen kehitykseen, joka olisi otettava huomioon. Yhdessä sisältyi tutkimuksia [46], Graaf ym esitteli vaikutuksen kesto statiinin käyttöä ja annoksen. Kumpikaan ei kuitenkaan annos – vaste eikä kesto – vastesuhde todettiin. Puuttuminen on merkittävä annos-vaste tai kestoa – vasteen painaa vasten syy päättely.

tutkimus Khurana et al [48] todettiin, että statiinia käyttö ≥6 kuukausi liittyi tilastollisesti merkitsevä riskien vähentämiseksi sairastua keuhkosyöpään 55% (OR = 0,45, 95% CI = 0,42-0,48). Totesimme, että tutkimus väestön tutkimuksessa Khurana et al. koostui pelkästään veteraanien aktiivisella terveydenhoidon saatavuutta ja näin he olivat todennäköisesti määrätään myös statiinia kuin väestössä yleensä. Edelleen 97,9% osallistujista tutkimuksessaan oli miehiä. Cheng MH ym [44] tutki yhdistyksen välillä statiinia käytön ja keuhkosyövän riskiä naisväestön erikseen, ja he huomasivat, että statiinia käyttö ei liittynyt riskiä naisten keuhkosyövän. Toinen tutkimus Hippisley-Cox et al [40] tutki statiinin käyttöä ja keuhkosyövän riskiä keskuudessa mies tai nainen väestö itsenäisesti, ja tulos osoitti, että statiinia käyttö ei liittynyt keuhkosyövän riskiä sekä naisten (OR = 1,00, 95% CI = 0,81-1,23) ja miehistä (OR = 1,05, 95% CI = 0,97-1,13). Siksi se ei ole selvää, onko statiinin käyttö liittyi keuhkosyövän riskiä keskuudessa miehen tai naisen väestöstä, erityisesti miespuolisen väestön. Tämä aihe on vielä keskusteltava tulevaisuudessa, kun on riittävästi tutkimuksia tutkivat statiinin käyttöä ja keuhkosyövän riskiä keskuudessa mies tai nainen väestö itsenäisesti.

Vahvuus tämän analyysin piilee sisällyttäminen 20 tutkimukset (viisi RCT, kahdeksan kohorttitutkimukset, ja seitsemän tapausverrokkitutkimukset). Julkaisu bias, joka johtuen taipumus ei julkaista pieniä tutkimuksia null tuloksia, ei löytynyt meidän meta-analyysi. Lisäksi meidän havainnot olivat vakaat ja vahvana alaryhmäanalyyseissa ja herkkyysanalyysit.

meta-analyysi on useita rajoituksia. Ensinnäkin, emme etsi julkaisemattomia tutkimuksia, joten vain julkaistu tutkimuksia mukana meidän meta-analyysi. Siksi julkaisu bias saattanut tapahtua, vaikka ei julkaistu bias oli merkitty sekä visualisointi suppilon juoni ja Egger testi. Toiseksi, emme ole tehneet alaryhmä meta-analyysit eri sukupuolta tai keuhkosyövän histologian, puutteesta alkuperäisen datan. Lopuksi sisältyvät tutkimukset olivat eri kannalta tutkimuksen suunnittelu ja määritelmiä lääkealtistuksen.

Yhteenvetona havainnot meta-analyysi, viittasi siihen, että ei ollut merkittävää yhdistyksen välillä statiinia käytön ja keuhkosyövän riskiä . Lisää tutkimuksia, erityisesti RCT ja laadukkaita kohorttitutkimusten suurempien otoskoko, hyvin hallinnassa häiritsevien tekijöiden ja pitkäkestoisempi seurannan tarvitaan vahvistamaan tämän yhdistyksen tulevaisuudessa.

tukeminen Information

tarkistuslista S1.

PRISMA tarkistuslista.

doi: 10,1371 /journal.pone.0077950.s001

(DOC) B