PLoS ONE: Pariteetti ja paksusuolisyövän riskin: annos-vaste meta-analyysi tulevaisuudentutkimuksen laitos

tiivistelmä

Background

Association välillä pariteetin ja peräsuolen syöpä (CRC) riski on tutkittu useissa epidemiologisissa tutkimuksissa, mutta tulokset ovat kiistanalaisia, mutta kattava ja määrällinen arviointi tämän yhdistyksen ei ole toistaiseksi raportoitu.

Methods

merkitykselliset julkaistut tutkimukset pariteetti- ja CRC tunnistettiin käyttäen MEDLINE-, EMBASE ja Web of Science tietokantojen kautta huhtikuun loppuun 2013. Kaksi tekijää riippumattomasti arvioitu kelpoisuus ja kopioi tietoa . Yksitoista prospektiiviset tutkimukset raportoitu suhteellinen riski (RR) arviot ja 95% luottamusväli (CI) CRC riskejä pariteetti. Olemme yhdistäneet RR yksittäisistä tutkimuksista käyttäen kiinteä- tai random-vaikutus malleja ja suorittaa heterogeenisuus ja julkaisu bias analyysejä.

Tulokset

Kooste RR alati pariteetti vs. poikimattomia oli 0,95 ( 95% CI: 0,88-1,02), ilman heterogeenisuus (

= 9,04,

= 0,443,

2 = 0,5%). Samoin ei merkittävää yhdistys tuotti korkeimman vs. alin pariteetti numero (RR = 1,02, 95% CI: 0,89-1,17), joilla on kohtalainen heterogeenisuus (

= 17,48,

= 0,094,

2 = 37,1%). Annos-vaste-analyysi osoitti yhä mitään vaikutusta pariteetti CRC riskin ja yhteenveto RR kohden livebirth oli 0,99 (95% CI: 0,96-1,02), joilla on kohtalainen heterogeeninen (

= 16,50,

0,021,

2 = 57,6%). Samanlaisia tuloksia havaittiin kaikkien alaryhmäanalyyseissa. Ei ole todisteita julkaisun bias ja merkittävä heterogeenisyys välillä alaryhmiä havaittiin meta-regressioanalyyseilla.

Johtopäätös

tulokset tämän annos-vaste meta-analyysi mahdollisille tutkimuksissa havaittiin, että ei ollut juurikaan näyttöä yhdistyksen välillä pariteetin ja CRC riskiä.

Citation: Guan HB, Wu QJ, Gong TT, Lin B, Wang YL, Liu CX (2013) Parity ja paksusuolisyövän riskin: annos-vaste meta-analyysi mahdollisille Studies. PLoS ONE 8 (9): e75279. doi: 10,1371 /journal.pone.0075279

Editor: Nathan A. Ellis, University of Illinois at Chicago, Yhdysvallat

vastaanotettu: toukokuu 18, 2013; Hyväksytty: 14 elokuu 2013; Julkaistu: 30 syyskuu 2013

Copyright: © 2013 Guan 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

peräsuolen syöpä (CRC) on toiseksi yleisin diagnosoitu syöpä ja kolmanneksi yleisin syy syövän kuoleman maailmanlaajuisesti naisilla, yli 570100 uutta tapausta ja 288100 syöpäkuolemista 2008, mikä muodosti merkittävän osan maailmanlaajuisen taakan syövän sairastuvuutta ja kuolleisuutta [1]. Primaaripreventiossa CRC on siis merkittävä kansanterveydellinen prioriteetti. Epidemiologiset tutkimukset viittasivat joidenkin muunneltavissa riskitekijöitä CRC kuten tupakointi, vähäinen liikunta, ylipaino ja liikalihavuus, punaisen ja lihajalosteiden kulutusta, ja liiallinen alkoholin käyttö [2], [3]. Tutkimukset ovat myös todisteita siitä, että sukupuolihormonien, erityisesti estrogeeni, saattaa olla merkitystä CRC synnyssä [4]. Estrogeeni on liitetty tämän yhdistyksen läpi useita mekanismeja, jotka saattavat liittyä vähentäminen johdetun sappihapon tuotannon vähentäminen kiertävän insuliinin kaltainen kasvutekijä-I (IGF-I), ja solun uudiskasvun estämiseksi, Kolorektaalituumorien sitoutumalla estrogeenireseptori [ ,,,0],4], [5].

Reproductive tekijät, kuten raskaus, ikä kuukautisten alkaessa, ja ikä vaihdevuodet, on käytetty sijaismarkkereita elinikäinen altistuminen endogeenisten estrogeenien [6]. Estradioli ja estrioli tuotetaan istukan ja äidin tasot kasvavat edelleen aikana raskauden [7]. Muutokset äidin hormonien raskauden aikana saattaa johtaa etiologisen muutoksia, jotka vaikuttavat CRC riski [8]. Useita tapaus-verrokki tutkimuksissa on raportoitu käänteisen yhdistyksen välillä koskaan pariteetti tai pariteetti numero ja CRC riski [9], [10], [11], [12]. Kuitenkin tulkinta perinteisen tapausverrokkitutkimukset haittaavat mahdollisimman muistaa ja valinta bias, parillinen todennäköisesti vähemmän altis muistaa bias ja Luokitteluvirheillä, jotka vaikeuttavat tehdä lopullisia johtopäätöksiä. Kuluneen vuosikymmenen aikana, havaintojen mahdollisille tutkimuksiin, jotka on tutkinut yhdistyksen välillä pariteetin ja riski CRC ovat olleet ristiriitaisia. Joissakin tutkimuksissa ei havaittu yhteyttä [13], [14], [15], kun taas toiset raportoitu positiivinen yhteys yhä pariteetti tai korkeampi pariteetti numeroita [16], [17]. Tutkimuksen tavoitteena oli selvittää suhdetta pariteetin ja CRC riskiä yhteenveto todisteita julkaistujen mahdollisille tutkimuksia annos-vaste meta-analyysi.

Materiaalit ja menetelmät

Literature Etsi

Teimme kattavasti kirjallisuutta haku huhtikuu 2013 käyttäen MEDLINE, EMBASE, ja Web of Science tietokantojen epidemiologisten tutkimusten arvioimiseksi yhdistyksen välillä kurssia (määritellään kokonaismäärä live-syntymät) ja riski CRC. Haku rajattiin tutkimuksia ihmisillä käyttäen seuraavaa hakua avainsanoja ja mesh ehdot: (pariteetti tai raskauden tai livebirth tai lisääntymiselle asiakirjojen tai lisääntymiseen liittyvien tekijöiden) JA (peräsuolen OR colorectum TAI paksu- tai peräsuolen tai peräsuolen) JA (syöpä OR kasvain tai syöpä tai kasvain). Olemme myös tutustuneet viitetiedot kaikki mukana tutkimusten ylimääräisiä julkaisuihin. Tämä systemaattinen arvio oli suunniteltu, toteutettu ja raportoitu noudattamista laatu- ilmoittamiseen meta-analyysit [18].

Tutkimus valintaperusteet

Julkaistut tutkimukset otettiin mukaan, jos he 1) käyttivät ennakoiva tutkimus suunnittelu; 2) arvioitu yhdistyksen välillä pariteetin ja CRC riski; 3) esitetään suhteellinen riski (RR) tai riskisuhde (HR) arvioi 95% luottamusväli (CI), keskivirheet (SE) tai laskemiseksi tarvittavat tiedot näistä. Kun useita julkaisuja Samassa tutkimuksessa olivat käytettävissä, käytimme julkaisun kanssa eniten tapauksia ja useimmat koskevat tiedot. Yksityiskohtaiset ohjeet meidän kirjallisuudesta on esitetty kuviossa 1. Lyhyesti, tunnistimme 22 mahdollisesti merkitystä koko teksti julkaisuissa [13], [14], [15], [16], [17], [19], [20] , [21], [22], [23], [24], [25], [26], [27], [28], [29], [30], [31], [32], [ ,,,0],33], [34], [35] alkaen 3226 artikkeleita. Kaksi julkaisut [16], [21], että ei raportoinut riittävästi tietoja pääanalyysi koskaan pariteetti, joten ne olivat vain sisällytetty alaryhmäanalyysissä määrän pariteetti. Kaksi artikkelia jätettiin vuoksi kahtena raportit Samassa tutkimuksessa populaatiot [25], [26], neljä artikkelia ulkopuolelle, koska ne eivät ole ilmoittaneet käytettävissä tai riittävästi tietoja riskiarvioita [27], [28], [29], [ ,,,0],30], ja viisi artikkelia jätettiin takia käytetään kuolleisuutta tai Eloonjääntitulokset [31], [32], [33], [34], [35]. Loput 11 artikkelia otettiin mukaan meta-analyysi [13], [14], [15], [16], [17], [19], [20], [21], [22], [23] , [24].

data abstraktio ja laadun arviointi

kunkin voivat tutkimuksessa kaksi tutkijaa (H-BG ja Q-JW) itsenäisesti suorittaa kelpoisuuden arviointi, tietojen abstraktio, ja laadun arviointi. Erimielisyyksiä käsiteltiin ja ratkaistiin yksimielisesti. Tiedot otetun kunkin tutkimuksen olivat kirjailija lista, julkaisuvuosi, tutkimuksen alue, tutkimus otoskoko (tapausten lukumäärä ja kohortin koko), valikoima seuranta tutkimusten altistumisen ja lopputulos arviointi kuten pariteetti ja määrä pariteetti luokkia, tutkimuksittain muutetut arviot niiden 95% CI alati parous versus poikimattomat, korkein verrattuna vähiten (mukaan lukien poikimattomia) pariteetti, ja tekijät vastapainoksi suunnittelussa tai säädetty data-analyysin. Jos useita arvioita yhdistyksen olivat saatavilla, me otetun arvio, että oikaistu eniten kovariantit. Jos muutetut arviot esitetty, me sisältyi karkea arvio. Jos arvio esitettiin tietyllä tutkimuksessa, laskimme sen ja sen 95%: n luottamusväli mukaan raaka esitetyt tiedot artikkelissa.

arvioimiseksi tutkimuksen laatua, 9-tähti järjestelmän perusteella Newcastle -Ottawa Scale [36], [37], [38] käytettiin. Täydellinen tilanne oli 9 ja laadukas tutkimus määriteltiin yksi laatu pisteet suurempi tai yhtä suuri kuin 8.

Tilastollinen analyysi

Tutkimus-erityinen oikaistun RRs käytettiin toimenpiteen yhdistymis- eri tutkimuksissa. Koska absoluuttinen riski CRC on alhainen, oletimme, että riskiarviolaskennasta, korko tai riskisuhteita prospektiivisiin tutkimukset olivat kaikki voimassa arvioita RR- ja siksi raportoida kaikki tulokset kuin RR yksinkertaisuuden. Yhden tutkimuksen, joka ei käytä luokka, jolla on pienin määrä pariteetti ohjearvon, käytimme tehokas määrä ehdottaman menetelmän Hamling et al [39] voidaan laskea uudelleen RRS. Tutkimuksille, jotka ilmoitetaan erikseen paksusuolen ja peräsuolen syöpä, mutta ei peräsuolen syövän, me vain yhdistäneet erillisiä tuloksia muiden tutkimusten.

annos-vaste-analyysi, käytimme ehdottamaa menetelmää Grönlannin et al [ ,,,0],40] ja Orsini et al [41] laskea tutkimaan erityisiä rinteitä (lineaarinen suuntaukset) ja 95% CI luonnollisesta lokit RRs ja CI poikki luokkien lukumäärän pariteetti. Menetelmä edellyttää, että jakelu tapauksissa ja htv tai ei-tapausten ja RRs kanssa varianssi arvioiden vähintään kolme määrällisiä altistumisluokat tunnetaan. Tutkimuksille raportoineen numero vaihteluvälillä arvioimme keskipisteen kunkin luokan laskemalla keskiarvon ala- ja ylärajan. Kun korkein luokka on avoin, oletimme pituutta avoimia väli on sama kuin viereisen välin. Kun alin luokka on avoin, asetamme alaraja nollaan. Annos-vaste johtaa metsäviljelmien on esitetty yhden livebirth puuston määrä pariteetti.

arvioitiin heterogeenisyys RRs eri tutkimuksissa käyttäen Cochrane

tilastotieto, jossa

0,1 indikoi tilastollisesti merkitsevä heterogeenisyys, ja

2 tilastotieto. Yhteenvedon Arvio perustuu kiinteiden vaikutusten malli [42] ilman havaita heterogeenisuus tai random-vaikutusten malli [43], kun huomattava heterogeenisuus havaittiin. Molemmissa menetelmissä paino kunkin tutkimuksen riippui käänteistä varianssi log OR, joka arvioitiin 95% CI kustakin tutkimus. Yhteenveto arvioista laskettiin ikuisesti parous ja määrä pariteetti. Alaryhmäanalyyseissa tehtiin perustuva tutkimus laatuun (matala vs. korkea laatu), kesto seurannan ( 10 vs. ≥10 vuotta), useissa tapauksissa ( 500 vs. ≥500), maantieteellinen sijainti (America , Euroopassa ja Aasiassa), anatominen syöpämuodon (paksusuolen vs. peräsuoli), alasivusto paksusuolen syöpä (proksimaalinen vs. distaalinen). Olemme myös kerrostunut mukana tutkimukset, onko tutkimus oikaistu potentiaalisesti tärkeä sekoittavat tekijät ja riskitekijät (esim painoindeksi, diabetes (DM), ja liikunta). Emme osittaa tapaukselta arvioida, koska kaikki mukana tutkimuksissa käytettiin syöpärekisterit tai potilastiedot. Heterogeenisyys välillä alaryhmien arvioitiin meta-regressio. Lopuksi suoritetaan herkkyysanalyyseja ilman Eräässä tutkimuksessa kerrallaan tutkia, onko tulokset vaikuttivat voimakkaasti erityinen tutkimus.

Julkaisu bias arvioitiin kautta Egger n regressioanalyysin [44], Begg listalla korrelaatio menetelmiä [45 ] ja suppilo tontteja.

-arvo alle 0,05 Egger n tai Begg n testien katsottiin edustavan merkittävää Tilastojulkaisun bias. Tilastolliset analyysit tehtiin Stata (versio 11.2, StataCorp, College Station, TX). P-arvot olivat kaksipuolisia kanssa merkitsevyystasolla 0,05.

Tulokset

Tutkimus ominaisuudet ja laadun arviointi

Taulukko 1 edustaa ominaisuudet 11 mukana tutkimuksissa. Kymmenen kohortti [13], [14], [15], [16], [17], [19], [20], [21], [22], [24] ja 1 sisäkkäisiä tapausverrokkitutkimukset [23 ] julkaistiin vuosina 1987 ja 2011, johon osallistui yhteensä 9178 tapausta ja 964050 hylätyiksi. Kuusi tutkimukset tehtiin Yhdysvalloissa [13], [15], [16], [17], [21], [24], 2 kukin Euroopassa [14], [23] ja Japanissa [20], [ ,,,0],22], ja 1 Kanadassa [19]. Kohortti koot vaihtelivat 11888 [24] ja 337802 [14], ja määrä CRC tapauksissa vaihteli 68 [24] ja 2148 [23]. Mediaani määrä CRC tapauksia oli 501 ja seuranta-ajan mediaani oli 10 vuotta.

Tutkimus-erityisiä laatupisteet on koottu taulukkoon S1. Laatu tulokset vaihteli 6 ja 9 vastaan mediaanipisteet 8. Tutkimukset huonompilaatuista pisteet yleensä ei säädä mitään sekoittavien tekijöiden. Korkealaatuinen tutkimukset (eli ne tutkimukset, jotka oli vähintään pisteet 8) sisältyy seitsemän kohorttitutkimusten [13], [14], [16], [19], [20], [21], [22] .

koskaan vs. koskaan Parity

Kahdeksan kohortti [13], [14], [15], [17], [19], [20], [22], [24 ] ja 1 sisäkkäisiä tapausverrokkitutkimukset [23] tutki yhdistyksen välillä koskaan pariteetin ja CRC riski. Kooste RR CRC alati pariteetti versus poikimattomia oli 0,95 (95% CI: 0,88-1,02), ilman heterogeenisuus (

= 9,04,

= 0,443,

2 = 0,5%) (taulukko 2 ja kuvio 2). Ei ollut mitään viitteitä julkaisun bias kanssa Egger testillä (

bias = 0,739) tai Begg testillä (

bias = 0,929) eikä epäsymmetria havaittu suppiloon tontteja kun tarkastetaan silmämääräisesti (tuloksia ei ole esitetty).

neliöt osoittavat tutkimuksittain suhteellisista riskeistä (koko neliön heijastaa tutkimuksittain tilastollinen paino); Vaakasuorat viivat osoittavat 95% CI; timantti osoittaa yhteenveto suhteellinen riski arvio sen 95% CI. CI: luottamusväli; RR: suhteellinen riski; CC: paksusuolensyöpä; RC: peräsuolen syöpä.

Korkein vs. alin määrä Parity

Ten kohortti [13], [14], [15], [16], [17 ], [19], [20], [21], [22], [24] ja 1 sisäkkäisiä tapausverrokkitutkimukset [23] tutki yhdistyksen määrän välinen pariteetti ja CRC riski. Kahdeksan tutkimuksissa [13], [15], [17], [19], [20], [21], [23], [24] viitataan poikimattomia alimpana luokkana pariteetti lukumäärä ja 3 tutkimuksissa [14], [16], [22] viitataan yhteen livebirth alimpana luokkana pariteetin numeron. Kooste RR CRC korkein verrattuna alimpaan lukumäärästä pariteetti oli 1,02 (95% CI: 0,89-1,17), joilla on kohtalainen heterogeenisuus (

= 17,48,

= 0,094,

2 = 37,1%) (taulukko 3 ja kuva 3). Ei ollut mitään viitteitä julkaisun bias kanssa Egger testillä (

bias = 0,734) tai Begg testillä (

bias = 0,891) eikä epäsymmetria nähtiin suppiloon tontteja kun tarkastetaan silmämääräisesti (tuloksia ei ole esitetty).

Herkkyysanalyysien me peräkkäin poistettiin yksi tutkimus kerrallaan ja uudelleen analysoi datan. 11 tutkimuksittain RRs määrästä pariteetti vaihteli alimmillaan 1,00 (95% CI: ,91-+1,11,

= 13,54,

= 0,196,

2 = 26,1%) jälkeen poisjättäminen tutkimuksesta Martínez et al [16] ja korkeimmillaan 1,05 (95% CI: +0,95-+1,17,

= 14,69,

= 0,100,

2 = 38,7%) jälkeen poisjättäminen tutkimuksesta Broeders et al [23]. Vaikutus tuloksiin ilman kolmen tutkimuksen [14], [16], [22], jossa viitattiin yksi livebirth alimpana luokkana pariteetin lukumäärä oli myös tutkittu ja yhteenveto RR oli 0,95 (95% CI: 0,85-1,07,

= 10,16,

= 0,254,

2 = 21,3%).

annosvasteyhteys analyysi per 1 Livebirth

Kuusi kohortti [13], [14], [15], [16], [20], [22] ja 1 sisäkkäisiä tapausverrokkitutkimukset [23] sisällytettiin annos-vaste-analyysi. Neljässä tutkimuksessa [13], [15], [20], [23] viitataan poikimattomia alimpana luokkana pariteetti lukumäärä ja 3 tutkimuksissa [14], [16], [22] viitataan yhteen livebirth alimpana luokka pariteetti numero. Kooste RR kohden livebirth oli 0,99 (95% CI: 0,96-1,02), joilla on kohtalainen heterogeeninen (

= 16,50,

0,021,

2 = 57,6%) (kuvio 4). Julkaisu bias ei ollut ilmeinen Egger testillä (

= 0,656), Begg testi (

= 0,458) ja tarkastuskohteet suppilon juoni (tuloksia ei ole esitetty). Lisäksi olemme löytäneet mitään todisteita, että määrä pariteetti oli yhteydessä paksusuolen syöpä, peräsuolen syöpä, ja alisivustoa paksusuolen syöpä (taulukko 4).

neliöt osoittavat tutkimuksittain suhteellisista riskeistä (koko neliön heijastaa tutkimuksessa-erityinen tilastollinen paino); Vaakasuorat viivat osoittavat 95% CI; timantti osoittaa yhteenveto suhteellinen riski arvio sen 95% CI. CI: luottamusväli; RR: suhteellinen riski; CC: paksusuolensyöpä; RC: peräsuolen syöpä.

herkkyysanalyysi ilman Eräässä tutkimuksessa kerrallaan, yhteenvedon RR CRC vaihtelivat 0,98 (95% CI: 0,96-1,00,

= 9,13,

= 0,166,

2 = 34,3%), kun Tsilidis ym [14] suljettiin 1,01 (95% CI: 0,99-1,03,

= 8,37,

= 0,137,

2 = 40,3%), kun Broeders ym [23] suljettiin pois. Vaikutus tuloksiin ilman tutkimusten annos-vaste-analyysi myös tutkittu. Kun analyysi huipulla matalan pariteetti määrä rajoitettiin tutkimuksiin, jotka sisältyivät annos-vaste-analyysi lukumäärästä pariteetti, tiivistelmän RR oli 1,02 (95% CI: ,92-+1,13,

= 10,20,

= 0,177,

2 = 31,4%), samanlainen kuin alkuperäinen analyysi mukaan lukien kaikki tutkimukset. Samoin olemme myös tutkineet vaikutusta tuloksiin ilman kolmen tutkimuksen, jossa viitattiin yksi livebirth pienimmäksi luokka pariteetti numeron ja yhteenveto RR oli 0,98 (95% CI: 0,96-1,00,

= 5,34

= 0,254,

2 = 25,1%).

alakonserni ja Meta-regressio analyysit

Suoritimme kerrostunut ja meta-regressioanalyysisarjoissa tutkia mahdollisia eroja riskiestimaattien eri tutkimuksessa ominaisuudet. Emme kuitenkaan ole löytänyt todisteita heterogeenisyys ja merkitsevästi yhteydessä koskaan pariteetti ja määrä pariteetti ja CRC riski yhdistettiin arvioiden tahansa alaryhmiin analyysit (taulukko 2 ja 3). Harkittaessa siitä, onko mukana tutkimuksissa oikaistu mahdollisten tärkeitä sekoittavien tekijöiden tai riskitekijöitä, emme löytäneet merkittävää eroa arvioita tarkistetaan ja niitä ei korjattu tekijät (taulukko 2 ja 3). Samanlaisia tuloksia havaittiin myös, kun kerrostunut analyysit tehtiin tutkimukset, jotka sisältyivät annos-vaste-analyysi lukumäärä kurssia (taulukko 4).

Keskustelu

Tietääksemme tämä on ensimmäinen kvantitatiivinen yhteenveto julkaistun kirjallisuuden tutki suhdetta pariteetin ja CRC riski. Emme kuitenkaan löytäneet todisteita tukemaan yhdistyksen välillä yhä pariteetti ja pariteetti numero ja CRC riski kategorinen ja annos-vaste meta-analyysit. Lisäksi tulokset olivat yhdenmukaisia kaikissa kerrostunut analyysit (taulukko 2, 3 ja 4).

Tarkkaa biologinen mekanismit yhdistyksen välillä pariteetin ja riski CRC ei täysin ymmärretä. Tähän mennessä, biologisia näyttöä on siitä, että on olemassa yhteys pariteetin ja CRC riski. Estrogeenit, jotka ovat yleisesti todennut väheni läpikulkuaikaa ja lisääntynyt suolen motiliteettia vähentävät riskiä minimoimalla kosketuksesta ontelon karsinogeeneja ja paksusuolen epiteelin, tai rajoittamalla mahdollisuutta aktivoinnin prokarsinogeenien epiteelivoltti metabolisia entsyymejä, ovat 10 kertaa suurempi johtuen sikiön ja istukan panos raskauden aikana [46]. Lisäksi estrogeeni myös ehdotettu olevan mukana vähentäminen johdetun sappihapon tuotantoa, kiertävän IGF-I, ja solun uudiskasvun estämiseksi, Kolorektaalituumorien sitoutumalla estrogeenireseptori. Toisaalta, hyperinsulinemia on ihmisen CRC-promoottorin, joka perustuu todisteita siitä, että insuliini on paksusuolen epiteelisolujen mitogeeni in vitro, ja insuliinin antoi injektion kautta osoitettiin äskettäin lisätä niiden esiintymistä azoxymethane käynnistämän paksusuolen kasvaimet rotissa [47], [ ,,,0],48]. Ja raskaus häiritsee hiilihydraattiaineenvaihduntaan mikä alentaa glukoosinsieto ja lisääntynyt insuliinin eritystä [46]. Vaikka DM on jo pidetty riskitekijöitä CRC [49], rajoitettu määrä mukana tutkimuksessa [13], [14] säädetty sen heidän monimuuttuja mallissa. Vaikka tulos meta-regressio luokan ja annos-vaste-analyysi ei viitannut onko säätää DM ei lähde heterogeenisyys, lisätutkimuksia oikaistu lisää häiritsevien tekijöiden kuten DM tarvitaan (taulukko 2, 3, ja 4).

kerrostunut analyysin maantieteellinen sijainti, vaikka tulokset meta-regressio ei havaittu huomattavia eroa alaryhmiin, tiivistelmä RR Aasian oli hieman erilainen kuin Amerikassa ja Euroopassa ei vain koskaan tasa mutta analyysi pariteetti numero (taulukko 2 ja 3). Tällainen ero saattaisi johtua eri prosenttiosuutta poikimattomia populaatioiden Aasiassa kuin että löytyy Amerikassa ja Euroopassa. Akhter ym [20] kertoi, että noin 6% ei-tapauksista ei antanut elävän lapsen syntymään kohortin tutkimuksessa 48511 naaraiden toteutettiin Japanissa, kun taas kaksi mahdollisille tutkimuksissa Yhdysvalloissa [13] ja Eurooppa [14] raportoitu lähes 15% ja 20,6% poikimattomia väestön 212148 ja 335924 ei-tapauksissa vastaavasti. Samanlaisia eroja havaittiin myös, kun verrataan korkein verrattuna vähiten pariteetti (taulukko 3). Kuitenkin, kun ei-tapaukset tai henkilötyövuotta otettiin huomioon annos-vaste-analyysi pariteetti numero, ero oli heikennetty (taulukko 4).

Tutkimuksemme on useita vahvuuksia. Koska kvantitatiivinen arviointi perustui tulevaisuutta koskevia tutkimuksia, mikä meidän tulokset ovat todennäköisesti selittää muistaa bias ja valinta bias. Teimme myös herkkyyttä ja kerrostunut analyysit tutkimaan onko jokin tutkimus selvitti tuloksista ja tutkia heterogeenisyys, mutta tulokset olivat yleisesti samanlaisia. Lisäksi ei ollut näyttöä merkittävistä heterogeenisyys välillä osaryhmään meta-regressioanalyyseilla. Vaikka La Vecchia et al [50] ovat jo julkaistuihin havainnointitutkimukset (mukaan lukien 15 tapausverrokkitutkimukset, kaksi kohorttitutkimukset, ja yksi syövän rekisterin perustuva tutkimus seitsemästä eri maasta), jossa keskityttiin yhdistyksen välillä pariteetin ja CRC riski, tulokset kaikista mukana tutkimukset vain havainnollistettu tutkimuksessaan. Verrattuna La Vecchia et al [50], tämä meta-analyysi ensin kokonaisvaltaisesti ja kvantitatiivisesti arvioida tätä yhdistystä tasalla ja antoi tarkempaa tietoa. Useita rajoituksia myös olisi käsiteltävä. Ensinnäkin tämä meta-analyysi sisältää 11 hyvä suunnittelu tulevaisuutta koskevia tutkimuksia, mutta mahdollisuus, että havaittu suhde pariteetin ja CRC riski johtui mittaamatta tai jäljellä sekoittavien tulee harkita. Useat tekijät voivat sekoittaa yhdistyksen välillä CRC ja lisääntymis- muuttujia, esimerkiksi painoindeksi, DM, ja sosioekonomisen aseman. Vaikka kerrostunut analyysit tehtiin näistä tärkeitä sekoittavien tekijöiden ja riskitekijöiden ja eroa havaittiin meta-regressio, useat tulokset osoittivat rajatapaus merkitys. Ottaen ei ole pääsyä raaka tiedot mukana tutkimuksista tämän meta-analyysin ja emme pystyneet täysin mukauttaa näitä mahdollisesti tärkeä sekoittavat tekijät, siten, jotkut selittämätön Tutkimusten välisten heterogeenisuus ehkä johtuu eroista tilastollisen säädöt eri tutkimuksissa ja yhteistyöhön yhdistetyt tutkimukset, jotka voisivat yhdenmukaistaa määritelmät kaikkien kovariaattina luokat eri tutkimuksissa ovat takuun tulevaisuudessa. Toiseksi, tässä tutkimuksessa ei saada korkeatasoinen todisteiden kerrostunut analyysit anatomisia CRC sivuston ja alasivusto paksusuolen syövän vaikka me mukana useita tulevaisuutta koskevia tutkimuksia, koska vähäisyys julkaistuja tutkimuksia. Siksi lisätutkimukset tulisi arvioida tätä aihetta tulevaisuudessa. Kolmanneksi vaikka julkaisu bias voi olla ongelma meta-analyysit julkaistuista tutkimuksista, emme löytäneet mitään todisteita tällaisesta bias tässä analyysissä. Lisäksi tutkimukset, jotka jätettiin annos-vaste-analyysi määrän pariteetti eivät todennäköisesti ole muuttanut tuloksia, koska tulokset huipulla pieni pariteetti määrä oli sama toistimme analyysien samalla aineisto kuin annoksen -suhteen analyysi.

Kaiken kaikkiaan tämä meta-analyysissä havaittiin, että ei ollut yhdistyksen välillä koskaan pariteetti ja määrä pariteetti ja riski CRC paitsi kategorinen ja annos-vaste meta-analyysit. Enemmän mahdollisille tutkimuksia tai yhteistyöhön uutta analyysia ensisijaisen tietoja yksittäisistä tutkimuksista on perusteltua antaa yksityiskohtaisempia tuloksia, myös kerrostunut tulokset anatominen CRC sivuston, alasivusto paksusuolen syöpä, tai säätö enemmän potentiaalisia sekoittavien tekijöiden.

tukeminen Information

Taulukko S1.

Metodologinen laatu tulevaisuudentutkimuksista mukana meta-analyysissä.

doi: 10,1371 /journal.pone.0075279.s001

(DOC) B

Krooninen sairaus

PLoS ONE: Pariteetti ja paksusuolisyövän riskin: annos-vaste meta-analyysi tulevaisuudentutkimuksen laitos

Vastaa Peruuta vastaus

toukokuu 2013
ma	ti	ke	to	pe	la	su
« huhti				kesä »
		1	2	3	4	5
6	7	8	9	10	11	12
13	14	15	16	17	18	19
20	21	22	23	24	25	26
27	28	29	30	31