Krooninen sairaus

tiivistelmä

Background

Koska 1960-luvun lopulla, keskimääräinen maailmanlaajuinen tarjonta rasvaa on kasvanut 20 g asukasta kohden päivässä. Vaikka rasvan saanti on pidetty mahdollisena riskitekijä eturauhassyövän (PCA), hypoteesi aikaisemmista epidemiologisissa tutkimuksissa säilyi epäselvä.

Materiaalit ja menetelmät

merkitykselliset kohorttitutkimusten tunnistettiin kirjallisuushaun PubMed, ScienceDirect ja Wiley Online Library saakka 1. maaliskuuta 2015. systemaattinen katsaus ja annos-vaste meta-analyysiä käytettiin välisen suhteen arvioimiseksi rasvan saanti ja riski Pca.

tulokset

tunnistettu 14 kohorttitutkimuksessa, joka sisälsi 37349 tapauksia ja yhteensä 751030 osallistujaa. Emme löytäneet todisteita epälineaarinen assosiaatio rasvan saanti ja riskiä Pca. Kaiken tiivistää suhteelliset riskit jokaiselle 28,35 g lisäys vuorokaudessa oli 0,99 (95% CI: 0,98, 1,01; p = 0,94, n = 13) ja yhteensä rasvan saanti, 1,00 (95% CI: 1,00, 1,00; p = 0,72 ; n = 9) ja tyydyttyneen rasvan, 0,99 (95% CI: 0,95, 1,03; p = 0,55, n = 7) monityydyttymättömiä rasvoja, ja 1,00 (95% CI: 0,95, 1,04; p = 0,85, n = 8) for tyydyttymättömiä rasvoja. Lisäksi ei ollut linkkiä riskiä pitkälle Pca koskien yhteensä rasvan saanti (RR = 1,02, 95% CI: 0,96, 1,08; p = 0,63, n = 5), tyydyttyneen rasvan (RR = 0,96, 95% CI: 0,84, 1,11; p = 0,61, n = 6), monityydyttymättömiä rasvoja (RR = 0,96, 95% CI: 0,79, 1,17; p = 0,68, n = 6), tai tyydyttymättömiä rasvoja (RR = 0,96, 95% CI: 0,86 , 1,07; P = 0,42, n = 6). Alaryhmä ja herkästi analyysit osoittivat johdonmukaisia ​​tuloksia.

Johtopäätös

vähän näyttöä julkaistuista Kohorttitutkimusten myönteisenä, että koko rasvaa, tyydyttynyttä rasvaa tai tyydyttymättömiä rasvan saanti lisää riskiä Pca tai pitkälle Pca.

Citation: Xu C, Han FF, Zeng XT, Liu TZ, Li S, Gao ZY (2015) rasvan saanti ei liity Eturauhassyöpä: järjestelmällinen katsaus ja annos-vaste meta-analyysi. PLoS ONE 10 (7): e0131747. doi: 10,1371 /journal.pone.0131747

Editor: C. Mary Koulunkäynti, Hunter College, Yhdysvallat |

vastaanotettu: 09 helmikuu 2015; Hyväksytty: 5 kesäkuu 2015; Julkaistu: 17 heinäkuu 2015

Copyright: © 2015 Xu 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

Data Saatavuus: kaikki asiaankuuluvat tiedot kuuluvat paperin ja sen tukeminen Information tiedostoja.

rahoitus: kirjoittajat eivät tuki ja rahoitus raportoida.

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

Johdanto

Eturauhassyöpä (PCA) on toiseksi suurin syy syövän kuolinsyy Amerikan miehillä [1] ja on raakaöljyn esiintyvyys 38,2 100, 000 miestä 1 vuoden yleisyys ja 151,2 5 vuotisen yleisyys maailmanlaajuisesti [2]. Mukaan National Cancer valvonta Institute (NCCN), arviolta 233000 miestä oli diagnosoitu Pca vuonna 2014, mikä oli 27% vasta diagnosoiduista syövistä [3].

Maailman terveysjärjestö raportoi, että koska 1960-luvun lopulla, keskimääräinen maailmanlaajuinen tarjonta rasvaa on kasvanut 20 g asukasta per päivä [4]. Monissa maissa, kuten Amerikassa, Kanadassa, Australiassa, Ranskassa, Suomessa, Uusi-Seelanti esiintyvyys eturauhasen syöpä on kasvanut [2]. Aiemmat epidemiologia tutkimuksissa on raportoitu mahdollisia korrelaatioita rasvan saanti ja riski Pca [5, 6]. Mekanismi on monimutkainen ja epäselvä, yksi mahdollinen selitys saattaa olla oksidatiivisen stressin aikana syntyvä rasva-aineenvaihdunta [7, 8]. Muut ehdotetut mekanismit, kuten seerumin testosteronin taso [9], vapaat radikaalit [10], ja insuliinin kaltainen kasvutekijä tasoilla [11] liittyviä rasvan saanti. Kuitenkin suhde rasvan saanti ja eturauhassyövän riskiä on edelleen kiistanalainen.

Useissa aiemmat arviot ja meta-analyysit [12, 13, 14], rasvojen kokonaismäärä kulutus liittyi Pca riski taas tyydyttyneitä ja tyydyttymättömiä rasvoja kulutus ei. Toisessa meta-analyysi ei kuitenkaan yhdistys vahvistettiin välillä rasvan saanti ja riski Pca [15]. Nykyinen tiedot Pca riskin ja rasvan kulutus oli hyvin heterogeeninen ja riittämätön. Rajallinen Tutkimuksessa numeroita tai vähemmän tukeva rakenne teki niistä myös alhainen luotettavuus. Siksi teimme systemaattisen katsauksen ja annos-vaste meta-analyysi, jossa on enemmän käytettävissä kohortteja ja joustava rakenne. Meidän tavoitteena oli tutkia suhdetta kulutuksen erilaisten rasvojen ja riskiä Pca.

Methods

Olemme suorittaneet meta-analyysin jälkeen ensisijainen raportointi menetelmä järjestelmällistä katsausta ja meta analyysit (PRISMA) selvitys [16] (S1 PRISMA tarkistuslista).

Haku strategia

hyväksyttävät kohorttitutkimusten tunnistettiin etsimällä PubMed, ScienceDirect, ja Willey Verkkokirjasto julkaistu jopa 01 maaliskuu 2015 . Kaksi arvioijaa (TZ Liu ja ZY Gao) itsenäisesti etsitään kunkin tietokannan ja erimielisyydet saatiin ratkaistua jonka metodikko (XT Zeng) lopullista päätöstä varten. Kappa tilastollinen testi käytettiin mittaamiseen sopimus [17]. Seuraavat hakutermit käytettiin: ”rasvan saanti” TAI ”rasvainen ruokavalio” tai ”rasvaa” ja ”eturauhassyöpä” TAI ”eturauhasen kasvain” TAI ”eturauhasen kasvain” TAI ”eturauhassyöpä” TAI ”eturauhasen kasvain”. Viittaukset tunnistettu artikkeleita tarkasteltiin myös. Ei ollut mitään kieltä rajaa.

Soveltuvuusvaatimukset

Koska tapausverrokkitutkimukset voivat antaa huomattavan harhaa, erityisesti muistaa bias vain kohortti tai tapauskohtaisesti kohorttitutkimuksia sisällytettiin myös meta-analyysi [17 , 18, 19]. Päätulosmuuttuja kohteisiin oli missään vaiheessa Pca ja vastuut analysoitiin olivat yhteensä rasvaa, tyydyttynyttä rasvaa, tai tyydyttymättömiä rasvan saanti. Sekundaarikasvaimia muista elimistä ei otettu huomioon. Arvioitu vaikutus joko annetaan tutkimuksessa tai voitiin laskea raakadataa. Kaikki tutkimukset mukana vähintään kolme määrällistä luokkaa rasvan saanti. Tutkimukset raportointi eläinrasvaa (lukuun ottamatta kalaöljyä) luokiteltiin tyydyttyneitä rasvoja. Huomasimme, että useimmat tutkimukset yhdistettiin kasvi- ja kalaöljyt täydelliseen, tyydyttyneitä tai tyydyttymättömiä rasvoja. Siten kasvi- ja kalaöljyt ei pidetä tässä meta-analyysi. Harmaa kirjallisuus, kokous paperi, ja eläinkokeissa jätettiin pois tästä meta-analyysissä.

Data louhinta

Kaikista mukana tutkimuksissa kaksi kokenutta arvioijat (S. Li ja FF Han) uutetaan ensimmäisen tekijän nimi, julkaisuvuosi, maa, tutkimus tyyppi, seuranta, ikäjakauma, tyypit rasvan määrä tapauksia tai htv, annoskoko, säätää tai karkean suhteellisen riskin (RR), jossa 95%: n luottamusväli (CI), oikaistu muuttujat , ja aste Pca standardoituun Tietojenkeruulomake. Kun eri malleja käytettiin säätää sekoittavat tekijät, poimimamme RR että ohjataan kaikkein tekijöistä. Kolmas tutkija (ZY Gao) tarkastaa tiedot ja korjata mahdolliset virheet.

Datamuunto

joissa mitattiin rasvan saanti energiaprosenttiosuudelle, data muunnettiin grammaan kertomalla keskimääräinen päivittäinen kokonaisenergian saanti ja jakamalla sitten 9 (1 gramma rasvan kokonaismäärä säädetään 9 kcal energiaa). Jos tutkimukset eivät ilmoita keskimääräinen päivittäinen energian saanti, oletimme sen olevan 2418 kcal, joka on ikävakioidun energia-arvo 50-71 vuotta vuotiaat miehet mukaan National Cancer Institute [20]. Tämä tietojen muuntaminen voi yliarvioida määrää tyydyttynyttä rasvaa kulutetaan ja aliarvioi tyydyttymättömiä rasvan kulutusta, koska tyydyttyneen rasvan sisältää enemmän kaloreita kuin tyydyttymättömiä rasvoja.

Tilastot analysoi

Suhteellinen riski (RR) käytettiin mittaamaan riski. Kertoimet suhde (OR) ja hazard ratio (HR) on karkeasti pidetty suhteellinen riski (RR) [21]. Puuttuvat tiedot arvioitiin kuvanneet Bekkering et al [22]. Lyhyesti, jos määrä ei-tapauksista puuttui, ryhmä koot oletettiin olevan suunnilleen sama. Jos tapausten määrä puuttui, raportoidut RRS ja ei-ohjaus numeroita käytettiin laskettaessa tapausten määrä. Ei ollut pätevä tapa arvioida, jos annoskoko puuttui.

annos-vaste meta-analyysi tehtiin kahdessa vaiheessa. Ensinnäkin yleistynyt pienimmän neliösumman menetelmällä arvioitu kertoimien kohden lisäystä altistumisen kussakin tutkimuksessa. Toiseksi regressiokertoimia yhdistettiin satunnaista vaikutus malli paino lasketaan käänteinen varianssi [23, 24]. Kaikki vaikutus koot olivat logaritmi muuttaneet varten meta-analyysi. Pienin altistustaso toimi viiteryhmäksi jokaisessa tutkimuksessa ja arvioidun log suhteellista riskiä viiteryhmäksi nollattiin (log 1) [24]. Jokainen 28,35 g (noin 1 unssi) lisäys rasvan saanti päivässä käytettiin mittaamaan annos-vaste-suhde.

Käytimme keskiarvo alemman ja ylemmän rajat jokaisen luokan kuin määritetty annoksen. Toistaiseksi voimassa alemmissa luokissa, sidottujen annos laskettiin jakamalla Ryntäysnopeus 1,2. Avointen ylä- luokkia, cut-off-piste kerrottiin 1,2 [25]. Epälineaarinen suuntausten välillä yhteensä rasvaa, tyydyttynyttä rasvaa, ja tyydyttymättömiä rasvan saanti ja riski Pca sovitettiin mallintamalla sekä hännät (vasen-hännän ja oikea-tail) rajoitettu kuutio kiilat kolme solmua kiinteillä 10th, 50. ja 90. prosenttipisteet altistumisen jakautuminen [26]. Wald testiä käytetään arvioimaan lineaarisuutta tai ei-lineaarisuus trendejä olettamalla regressiokerroin toisen ura vastasi nolla [26]. Joissakin tutkimuksissa raportoitu RRs mukaan alatyyppejä (kuten sukupuoli tai alue), meidän meta-analyysi me yhdistettiin alatyypeistä käyttäen kiinteän vaikutuksen mallia ennen lukien ne yleisen analyysin [19, 27].

Egger n testiä käytettiin määrittämään julkaisun bias, I

2 tilastotieto arvioi heterogeenisyys, ja alaryhmä ja herkkyysanalyysien arvioitava, ovatko tulokset olivat yhdenmukaisia. Satunnainen vaikutusten meta-regressiota käytettiin arvioimaan, mitkä kovariaatit että alaryhmäanalyysissä vaikuttivat intervention vaikutus [17]. Kaikki analyysit suoritettiin käyttäen Stata SE12.0 ohjelmisto (Stata SE 12,0 Corp LP, College Station, Texas, USA).

Tulokset

Hakutulokset

Oli 204 hakutulokset PubMed, 154 vuonna ScienceDirect ja 262 Willey Verkkokirjasto. Poiston jälkeen kohorttitutkimukset kahtena ja jotka eivät liity tuloksia, mukaan lukien yksi tutkimus [28], että ei raportoinut Annoskoko data, 14 tutkimusta [8, 29-41] sisällytettiin myös meta-analyysi, jossa on kappa-arvo 0,57 (kuvio 1 ).

tutkimus ominaisuudet ja laadun arviointi

Niistä 14 tutkimusta oli yhteensä 751030 osallistujaa, joista 37349 tapauksissa täydentänyt Pca. Keski-ikä Pca tapauksia oli noin 60,60 vuotta ja keskimääräinen seurantajakso oli 9,2 vuotta. Neljässä tutkimuksessa [29, 30, 33, 37] mitattuna rasvan saanti energiaa prosentit ja loput 10 mitattu grammaa [8, 32, 34-36, 38-41]. Kaikki tutkimukset tehtiin Amerikassa tai Euroopan maissa ja Amerikassa (Amerikka ja Kanada) vaikutti 84,71% kaikista tapauksista. Kaksitoista tutkimukset ohjattu tärkeimpien sekoittavien tekijöiden ja kaksi tutkimusta [32, 41] ikä- vain (taulukot 1, 2, ja 3).

Newcastle-Ottawa Scale [ ,,,0],42, 43], joka sisältää 9 väleissä 1 termi tili 1 pisteet, käytti kaksi arvioijat arvioida laatua mukana tutkimuksissa. Kolmas tekijä käsitellä erimielisyyksiä. Jokaisessa tutkimuksessa saimme keskiarvopistemäärällä 8,07 kaikkien mukana tutkimuksissa (Kappa = 0,32) (S1 taulukko).

Yhteensä rasvan saanti ja Pca riski

Kolmetoista tutkimuksissa [29-41 ] tutki asiaa riski Pca total rasvan saanti. Emme havainneet mitään todisteita epälineaarinen yhdistyksen välillä yhteensä rasvan saanti ja riskiä Pca (P = 0,49; kuvio 2A). Yhdistetty RR oli 1,00 (95% CI: 0,99, 1,01; p = 0,94) jokaista 28,35 g lisäystä yhteensä rasvan saanti päivässä, mitään selvää heterogeenisuus havaita (I

2 = 5,0%, P = 0,34) ( kuvio 2A ja 2B).

(A) epälineaarisuus annos-vaste meta-analyysi koko rasvan saanti ja riski Pca. P-arvo epälineaarisia testi oli 0,49. Pisteet osoitetaan 26,6 g (viite annos), 50 g, 75,95 g, 100,27 g, ja 127,6 g, tässä järjestyksessä. (B) lineaarisuus annos-vaste meta-analyysi koko rasvan saanti ja riski Pca (jokainen 28,35 g lisäys päivässä).

tyydyttyneiden rasvojen syönti ja Pca riski

Yhdeksän tutkimuksissa [29-34, 37, 38-41] raportoitu yhdistyksen välillä tyydyttyneen rasvan saannin ja riski Pca. Ei ole todisteita ei-lineaarinen suhde tyydyttyneiden rasvojen saanti ja riski Pca (P epälineaarisuus oli 0,25; kuvio 3A) havaittiin. Yhdistetty RR oli 1,00 (95% CI: 1,00, 1,00; p = 0,72; I

2 = 14,3%) jokaista 28,35 g (1 unssi) lisäys tyydyttyneitä rasvoja kulutetaan päivässä (Kuva 3B).

(A) ei-lineaarinen annos-vaste meta-analyysi tyydyttyneen rasvan saanti ja riski Pca. P-arvo epälineaarisia testi oli 0,25. Pisteet osoitettu 15,25 g (viite annos), 25,2 g, 34,5 g, 44,16 g, ja 54,95 g, vastaavasti. (B) lineaarisuus annos-vaste meta-analyysi tyydyttyneen rasvan saanti ja riski Pca (jokainen 28,35 g lisäys päivässä).

Tyydyttymättömät rasvan saanti ja Pca riski

Ten tutkimukset [8, 29-34, 37, 40, 41] raportoitu riskin Pca takia tyydyttymättömiä rasvan saanti, seitsemän monityydyttymättömiä rasvoja [8, 29-33, 37], kahdeksan tyydyttymättömiä rasvoja [29-34, 37, 40], ja 1 tyydyttymättömiä rasvoja [41]. Emme löytäneet todisteita epälineaarinen suhde monityydyttymättömiä rasvoja (P = 0,97) ja tyydyttymättömiä rasvoja kulutus (P = 0,54) ja riskiä Pca (S1 ja S2 kuvioissa).

Koska lineaarinen yhdistys (jokainen 28,35 g lisäys per päivä), yhdistetyt RR oli 0,99 (95% CI: 0,96, 1,02; p = 0,51; I

2 = 4,4%) ja koko tyydyttymättömiä rasvan saanti, 0,99 (95% CI: 0,95, 1,03; p = 0,55; I

2 = 17,0%) ja monityydyttymättömiä rasvoja, ja 1,00 (95% CI: 0,95, 1,04; p = 0,85; I

2 = 0,0%) ja tyydyttymättömiä rasvoja (kuvio 4a- 4C).

(A) lineaarisuus annos-vaste meta-analyysi koko tyydyttymättömiä rasvan saanti ja riski Pca. (B) lineaarisuus annos-vaste meta-analyysi monityydyttymättömiä rasvan saanti ja riski Pca. (C) lineaarisuus annos-vaste meta-analyysi tyydyttymättömiä rasvan saanti ja riski Pca.

rasvan saanti ja riskiä edenneen tai korkealaatuista Pca

Seven tutkimukset [8 , 29-31, 33, 34, 37] tutki yhdistyksen välillä rasvan saanti ja riskiä edenneen tai korkealaatuista Pca (kuvio 5). RRS jokaista 28,35 g /vrk lisäys oli 1,02 (95% CI: 0,96, 1,08; p = 0,63; I

2 = 48,6%; n = 5) kokonaisrasvapitoisuus, 0,96 (95% CI: 0,84, 1,11 ; P = 0,61; I

2 = 70,4%; n = 6) ja tyydyttyneen rasvan, 0,96 (95% CI: 0,79, 1,17; p = 0,68; I

2 = 55,9%; n = 6) monityydyttymättömiä rasvoja, ja 0,96 (95% CI: 0,86, 1,07; p = 0,42; I

2 = 37,3%; n = 6) ja tyydyttymättömiä rasvoja saanti.

eturauhassyövän kliinisen T3a tai T3b-T4 N0 tai T tai N1, joka on Gleason pisteet 8 tai korkeampi, tai eturauhasen antigeenin 20 ng /ml pidettiin suuri riski Pca. Joissakin aiemmissa tutkimuksissa käytettiin Gleason pisteet 7 myös tähän.

alakonserni, meta-regressio, ja herkkyysanalyysien

Teimme alaryhmäanalyysissä käyttämällä ensisijaista mittayksiköitä (esim grammaa tai energia), tutkimusalueella, ja säätö tila (oikaistu /ei) BMI mahdollisia hajanaistavia alaryhmään, joka ei osoittanut mitään merkittävää muutosta (taulukko 4). Monimuuttujasäätimessä meta-regressio osoittivat, että ensisijainen mittayksiköt, tutkimusalueella, säätö tila BMI eivät liittyneet riskiä Pca. Knapp-Hartung säätö

P

-arvo oli 0,32 kokonaisrasvapitoisuus, 0,71 ja tyydyttynyttä rasvaa, 0,91 ja monityydyttymättömiä rasvoja, ja 0,65 tyydyttymättömiä rasvoja kulutukseen.

Herkkyysanalyysi käyttäen random-vaikutus malli osoitti luotettavia tuloksia jälkeen jättämällä yksi tutkimus kerrallaan jokaista analyysia. Se osoitti myös johdonmukaisia ​​tuloksia, kun kahden tutkimuksen [30, 33] ja suurin paino useimmiten jätettiin pois (S2 taulukko).

Julkaisu bias

Egger testi ei havainnut ilmeisiä julkaisu puolueellisuudesta meidän meta-analyysi tutkimuksia, jotka raportoitiin yhteensä rasva (P = 0,93), tyydyttymättömiä rasvoja (P = 0,16), ja monityydyttymättömiä rasvoja kulutus (P = 0,92). Kuitenkin selvä epäsymmetria havaittiin tyydyttyneitä rasvoja (P = 0,01). Säädetyn meta-analyysi käyttäen leikata ja täytä menetelmä osoitti johdonmukaisia ​​tuloksia sekä kiinteä- (RR = 1,00, 95% CI: 1,00, 1,00) ja random-vaikutukset (RR = 1,00, 95% CI: 1,00, 1,00).

keskustelu

Tämä meta-analyysi vahvisti, mitään selvää yhdistysten välillä yhteensä, tyydyttyneitä tai tyydyttymättömiä rasvoja kulutuksen ja riski Pca. Meidän lisäanalyysiä vahvisti myös puutetta yhdistyksen välillä rasvan saanti ja kehittyneet tai korkealaatuista Pca. Vaikka selvä epäsymmetria havaittiin Egger testissä tyydyttyneen rasvan saanti, leikata ja täytä menetelmä osoitti johdonmukaisia ​​tuloksia ja viittaavat siihen, että epäsymmetria voi ei johtua julkaisu bias.

Lihavuus liittyy usein runsaasti rasvaa kulutus [ ,,,0],44], kun BMI liittyy läheisesti Pca [14]. On monimutkainen suhde BMI ja Pca, mutta onko BMI riskiä Pca edelleen kiistanalainen [45, 46, 47]. Tästä syystä teimme alaryhmäanalyysissä perustuu eri statukset BMI säädöt. Meidän Alaryhmäanalyysi osoitti johdonmukaisia ​​tuloksia BMI-oikaistu ja ei-säädettävä ryhmiä, joka ehdotti, että tuloksia ei voida vaikuttaa BMI. Olemme toteutti myös alaryhmäanalyysissä käyttämällä ensisijaista mittayksiköt ja tutkimusalueilla ja löytänyt mitään huomattavia muutoksia tuloksissa.

Herkkyysanalyysi osoitti luotettavia tuloksia meidän meta-analyysi. Kahdessa tutkimuksessa [29, 33] oli eniten painoa, ja jotta voidaan määrittää niiden mahdollinen vaikutus kokonaistulokset, sekä kaksi oli jätetty pois kustakin analyysi. Tulokset olivat yhdenmukaisia ​​ja tukenut uskottavuutta meta-analyysi.

edellinen meta-analyysi [12], 29. havainnointitutkimukset 5 kohorttitutkimuksiin, todettiin, että vain koko rasvan kulutus liittyy suurentunut riski PCA (RR = 1,2). Kuluttaminen 45 g rasvan kokonaismäärä päivässä (5 tutkimukset yhdistettynä RR = 1,12, 95% CI: 1,01, 1,25) tai tyydyttynyttä rasvaa (4 tutkimukset yhdistettynä RR = 1,38, 95% CI: 1,13, 1,70) lisäsi riskiä pitkälle PCA. Meta-analyysi oli hyvin suunniteltu, mutta suurin osa tutkimuksiin osallistui oli tapaus-ohjattava huomattavia heterogeenisyyttä, mikä voi selittää huono laatu todisteita. Toinen systemaattinen tarkastelu [48], joka sisälsi vain 5 tutkimuksissa (joista yksi kohorttitutkimuksessa) väitti, että tyydyttyneen rasvan kulutus oli yhteydessä kehittynyt Pca. Kuitenkin niiden rajalliset tutkimus numerot ja otoskoko voi selittää pieni tilastollinen voima niiden tuloksista. Esillä meta-analyysi perustuu lukuisten kohorttitutkimuksessa emmekä ei havaittu yhteyttä rasvan saanti ja riskiä Pca. Tuloksemme ovat samanlaisia ​​meta-analyysin mukaan Chua et al [15]. Meidän meta-analyysiin sisältyi enemmän laadukkaita ikäluokat ja valmistetut joustavampia suunnittelu, voi olla uskottava. Oli myös arviot tästä aiheesta [13, 14], mutta ei ole järjestelmällistä tilastollinen analyysi ja vähemmän tiukka muotoilu voi johtaa menetykseen uskottavuutta.

Mahdolliset mekanismi rasvan saanti ja Pca riski

on olemassa muutamia tunnettuja riskejä ja hyötyjä kuluttaa rasvaa. Bioaktiivisia komponentteja ravintorasvat, kuten N-3 monityydyttymättömiä rasvoja happo (n-3 PUFA), voi ehkäistä eturauhassyöpää ja muiden syöpien [49] muuttamalla COX-2 ilmaisun ja prostaglandiinin tuotantoa [50]. Rasvaliukoisten vitamiinien, kuten D-vitamiinin ja E, ovat yhä imeytyy rasvaa kulutetaan voivat suojata eturauhasen syöpä [51, 52]. Lisäksi karsinogeeninen väyliä ollaan yhdistämässä lisäystä riski Pca, oksidatiivisen stressin aikana syntyvä rasva-aineenvaihdunta on raportoitu lisäävän riskiä Pca [7] vaikka IGF-1 up sääntelyn ja lisääntynyt solujen kasvuun [53, 54]. Androgeenien signalointi on pidetty tärkeä tekijä Pca etenemisen [14]. Samanaikaisesti androgeenireseptorin todettiin jopa säädellä IGF-1 R ilmaisun [55], mikä voi myös edistää Pca kehitystä. Vapaat radikaalit ja proinflammatoristen rasvahappoja tuottamat rasvaa katsottiin myös edistää kasvaimen kasvua [11]. Koska emme löytäneet yhdistyksen välillä rasvan saanti ja riski Pca, edellä mainitut tekijät voivat synnyttää offset vaikutus.

Mahdolliset bias

tutkimus Mills et ai [28] 180 tapausta ja 78000 htv ei mukana meidän meta-analyysissä, sillä se ilmoitetaan puuttuva annoskoko kunkin luokan (sijasta Q1, Q2, Q3, Q4). RRS tässä tutkimuksessa olivat 0,84 (95% CI: 0,52, 1,34), 0,98 (95% CI: 0,59, 1,61), ja 1,35 (95% CI: 0,81, 2,23) Q2, Q3, Q4 verrattuna Q1 tasoja eläinrasvaa kulutetaan. Tämä tutkimus voi tuoda jonkin verran vaikutusta meidän tuloksia.

Fyysinen aktiivisuus tila voi vaikuttaa tuloksemme koska säännöllistä liikuntaa pidetään suojaamaan Pca [56]. Kahdessa tutkimuksessa [8, 33] meidän meta-analyysi valvottuja vaikutusta liikunnan niiden tuloksista. Emme ei tehnyt mitään ylimääräistä analyysiä (esim alaryhmäanalyysi) näihin kahteen tutkimukseen, koska luvut olivat pieniä ja johtaisi alhaisen tilastollinen voima.

Muita sekoittavat tekijät, kuten ikä, energia, suvussa, hedelmät ja vihannesten nauttiminen ja seerumin rasvahappotasot saattanut vaikuttaa tuloksemme. Kuitenkin herkkyys analyysi ei paljastanut merkittäviä muutoksia, mikä viittaa siihen, että vaikutukset mainittu edellä, saattavat olla vähän vaikutusta meidän tuloksiin.

vahvuudet ja rajoitukset

Jotta tuloksemme ovat luotettavia, käytimme annos-vaste meta-analyysi arvioida laadukkaita kohorttitutkimuksessa ja löytää mahdollisia epälineaarinen tai lineaarinen suhteita rasvan saanti ja riskiä Pca. Käytimme alaryhmä ja herkkyysanalyysit erottaa vaikutus joukkoon alaryhmiä ja syntyy johdonmukaisia ​​tuloksia. Kaikki tämä tekee tulosten luotettavuutta.

Siellä oli muutamia rajoituksia myös meta-analyysi samoin. Ensinnäkin, rajoitettu määrä tutkimuksia mukana ja huomattavaa heterogeenisyyttä havaitaan analyysimme kehittyneiden tai korkealaatuista Pca ja rasvan kulutus on saattanut vaikuttaa tarkkuuteen tuloksemme. Toiseksi, kaikki tutkimukset tehtiin Amerikan tai Euroopan maissa. Siten valinta bias otettiin joten tämä meta-analyysi sovellettavien amerikkalaiset ja eurooppalaiset vain. Kolmanneksi, meillä on raja tietoja käsitellään edellä mainittuja mahdollinen harha tutkimuksessamme jotka voivat myös vaikuttaa tuloksemme.

Johtopäätös

Nykyinen julkaistu kohortti tutkimukset eivät osoita yhdistyksen välillä yhteensä rasvaa, tyydyttynyttä rasvaa, tai tyydyttymättömiä rasvan saanti ja riskiä Pca. Lisää tutkimuksia yhdistyksen välillä rasvan saanti ja korkean asteen tai pitkälle Pca tarvitaan.

tukeminen Information

S1 Kuva. Epälineaarinen annos-vaste meta-analyysi monityydyttymättömiä rasvan saanti ja riski Pca.

P-arvo epälineaarisia testi oli 0,97. Pisteet osoitettu 4,17 g (viite annos), 10,2 g, 15,31 g, 19,88 g, ja 25,47 g, vastaavasti.

Doi: 10,1371 /journal.pone.0131747.s001

(TIF) B S2 Kuva. Epälineaarinen annos-vaste meta-analyysi tyydyttymättömiä rasvan saanti ja riski Pca.

P-arvo epälineaarisia testi oli 0,54. Pisteet osoitettu 15,74 g (viite annos), 25,58 g, 35,73 g, ja 45,1 g, vastaavasti.

Doi: 10,1371 /journal.pone.0131747.s002

(TIF) B S1 PRISMA tarkistuslista. PRISMA tarkistuslista Tämän meta-analyysissä.

Doi: 10,1371 /journal.pone.0131747.s003

(DOC) B S1 Taulukko. Laatu pääsy kohorttitutkimuksen mukaan Newcastle-Ottawa Scale.

Doi: 10,1371 /journal.pone.0131747.s004

(XLSX)

S2 Taulukko. Herkkyys analyysitulokset jättämällä sekä kahdessa tutkimuksessa oli eniten painoa.

Doi: 10,1371 /journal.pone.0131747.s005

(XLSX) B