Krooninen sairaus

tiivistelmä

Background

Aiemmat epidemiologisissa tutkimuksissa on raportoitu ristiriitaisia ​​tuloksia välillä pariteetin ja haimasyöpä (PC) riski. Tietääksemme kattavan ja määrällinen arviointi Tämän yhdistys ei ole tehty.

Methods

merkitykselliset julkaistut tutkimukset pariteetti- ja PC tunnistettiin käyttämällä MEDLINE (PubMed) ja Web of Science tietokannoissa, kunnes marraskuu 2013. Kaksi tekijää (H-BG ja LW) riippumattomasti arvioitu kelpoisuus ja kopioi tietoa. Yksitoista mahdollisille ja 11 tapausverrokkitutkimukset raportoitu suhteellinen riski (RR) arviot ja 95% luottamusväli (CI) PC liittyy pariteetti. Kiinteä- ja random-vaikutuksia malleja käytettiin arvioitaessa yhteenveto RR riippuen heterogeenisyys vaikutuksista.

Tulokset

Kooste RR PC vertaamalla korkeimman vs. alin pariteetti oli 0,86 (95% CI: 0,73-1,02;

Q

= 50.49,

P

0,001,

I

2 = 58,4%). Merkittäviä täysaikaisina havaittiin myös tutkimuksissa, jotka oikaistu tupakointi (RR = 0,81; 95% CI: 0,68-0,98), tyypin 2 diabetes (RR = 0,83; 95% CI: 0,75-0,93), ja ne, jotka sisältyvät kaikki sekoittavien tekijöiden tai tärkeitä riskitekijöitä (RR = 0,85; 95% CI: 0,76-0,96). Lisäksi, annos-vaste-analyysi, yhteenvedon RR kohden elävänä syntyneiden oli 0,97 (95% CI: 0,94-1,01;

Q

= 62,83,

P

0,001,

I

2 = 69,8%), joka myös osoitti tilastollisesti merkittävän rajoilla käänteinen vaikutus pariteetti PC riskiä. Ei ole todisteita julkaisun bias ja merkittävä heterogeenisyys välillä alaryhmiä havaittiin meta-regressioanalyyseilla.

Johtopäätös

Yhteenvetona nämä löydökset viittaavat siihen, että suurempi tasa liittyy alentuneeseen PC. Tulevaisuuden suuri yhteenliittymät tai yhdistettyä tutkimusten perusteltua täysin säätää mahdollisten sekoittavien tekijöiden vahvistaa tämä yhdistys.

Citation: Guan HB, Wu L, Wu QJ, Zhu J, Gong T (2014) Parity ja Haimasyöpä Risk: Annosvas- meta-analyysi Epidemiologiset tutkimukset. PLoS ONE 9 (3): e92738. doi: 10,1371 /journal.pone.0092738

Editor: Francisco X. Real, Centro Nacional de Investigaciones Oncológicas (CNIO), Espanja

vastaanotettu: 31 joulukuu 2013; Hyväksytty: 24 helmikuu 2014; Julkaistu: 21 maaliskuu 2014

Copyright: © 2014 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

Haimasyöpä (PC) on neljänneksi yleisin syy syövän kuolemaan molempien sukupuolten Yhdysvalloissa [1], vaikka esiintyvyys on 30-50% suurempi miehillä kuin naisilla [2]. Nykytietämyksen perusteella, esiintyvyys sukupuolten välinen ero ei voida täysin selittää perustettu riskitekijät kuten tupakointi, ylipaino ja liikalihavuus, diabetes mellitus (DM), haimatulehdus, ja ei-O veriryhmän [2]. Koska todisteita

in vitro

ja

in vivo

tutkimuksissa [3] – [4], on oletettu, että hormonaalisia tai lisääntymiseen liittyvien tekijöiden liittyvät estrogeenin altistuminen saattaa olla merkitystä etiologiaa PC.

Yksi lisääntymiseen liittyvien tekijöiden, jotka on tutkittu, pariteetti (lukumäärä livebirths naisen elinaikana), on vähemmän todennäköisesti altis muistaa bias ja Luokitteluvirheillä [5], mutta tulokset of epidemiologisissa tutkimuksissa ovat olleet ristiriitaisia, jotka saattavat johtua rajoitetaan tilastollinen voima tai riittämätön oikaisua sekoittavien tekijöiden [6] – [32]. Vaikka edellinen tarkastelu on keskittynyt tähän aiheeseen [33], että tietomme, kattavan ja määrällinen arviointi yhdistyksen välisen pariteetin ja PC riski ei ole tehty. Siksi toteutimme annos-vaste meta-analyysi epidemiologisten tutkimusten julkaistu marraskuuhun 2013 välisen assosiaation määrän pariteetin ja PC.

Materiaalit ja menetelmät

Kirjallisuus

tehty kattava kirjallisuushaun käyttäen MEDLINE (PubMed) ja Web of Science tietokannasta aloittamisesta saakka 12. marraskuuta 2013. haku rajattiin julkaistut tutkimukset ihmisten käyttämällä seuraavaa hakua avainsanoja ja Medical Subject Headings ehdot: ( pariteetti tai raskauden tai livebirth tai lisääntymiselle asiakirjojen tai lisääntymiseen liittyvien tekijöiden) JA (haima OR haiman) JA (syöpä OR kasvain tai syöpä tai kasvain). Olemme myös tutustuneet viitetiedot kaikki mukana tutkimusten ylimääräisiä julkaisuihin. Seurasimme PRISMA (Preferred Reporting Kohteiden-katsaukseen ja Meta-analyysit) johtamiseen ja raportointiin meta-analyysit [34] – [36].

Tutkimus valintakriteerit

Julkaistut tutkimukset olivat mukana, jos he 1) käytetään tapauskohtaisesti ohjaus tai ennakoivan tutkimuksen suunnittelu; 2) arvioitu yhdistyksen välillä pariteetin ja PC riski; ja 3) esitetään riskisuhde (HR), kerroinsuhde (OR), tai suhteellinen riski (RR) 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. Kun jätetään 1045 ja 47 perustuvia artikkeleita seulontaan nimikkeitä tai tiivistelmiä, vastaavasti, tunnistimme 27 mahdollisesti merkitystä artikkeleita edelleen koko tekstin tarkastelu (kuvio 1) [6] – [32]. Yksi artikkeli sulkeminen johtui kahtena raportit Samassa tutkimuksessa väestöstä [29], 4 artikkelia ulkopuolelle, koska ne eivät ole ilmoittaneet käytettävissä tai riittävästi tietoja riskin arvio [26], [28], [31] – [32]. Koska alle 5% PC potilaiden hengissä yli 5 vuotta diagnoosin jälkeen, joten emme sulkea pois tutkimuksissa [9], [12], [16] – [17] ilmoitetaan vaaraa arvioiden välillä pariteetin ja PC kuolleisuutta.

data abstraktio

kunkin voivat tutkimuksessa kaksi tutkijaa (H-BG ja LW) itsenäisesti suorittaa kelpoisuuden arviointia ja tietojen abstraktio. Erimielisyyksiä käsiteltiin ja ratkaistiin yksimielisesti tai ottamalla mukaan kolmas arvostelija (Q-JW) ratkaistavaksi. Tiedot otetun kunkin tutkimuksen olivat kirjailija lista, julkaisuvuosi, tutkimus alue ja suunnittelu, tutkimus otoskoko (tapausten lukumäärä ja valvontaa tai kohortin koko), valikoima seurannasta kohorttitutkimuksessa, altistuksen ja lopputulos arviointi kuten pariteetti luokkia, tutkimuksittain muutetut arviot niiden 95% CI korkein vs. alin pariteetti, ja tekijät vastapainoksi tai säädetty suunnittelussa tai data-analyysi. Jos useita arvioita yhdistyksen olivat saatavilla, me otetun arvio, että oikaistu kaikkein kovariaatit.

Tilastollinen

Tutkimus-erityinen oikaistun RRs käytettiin mittana yhdistyksen eri tutkimuksissa. Koska absoluuttinen riski PC on alhainen, oletimme, että arvioiden syrjäisimpien alueiden välillä tapausverrokkitutkimukset ja riski, korko tai riskisuhteita prospektiivisiin tutkimukset olivat kaikki voimassa arvioita RR- ja siksi raportoida kaikki tulokset kuin RR yksinkertaisuuden. Sillä tutkimuksiin, jotka eivät käytä luokan alhaisimman pariteetti ohjearvon [11], [19], [23], käytimme tehokas määrä ehdottaman menetelmän Hamling et al [37] voidaan laskea uudelleen RRs.

Jotta annos-vaste-analyysi, joka lasketaan pariteetti jatkuvana muuttujana, käytimme ehdottaman menetelmän Grönlanti et al. [38] laskea tutkimaan erityisiä rinteitä (lineaarinen suuntaukset) ja 95% CI luonnollisesta lokit RRs ja CI poikki luokat pariteetti. Tämä menetelmä edellyttää, että jakautuminen tapauksissa henkilötyövuotta ei-tapausten ja RRs kanssa varianssi arvioi vähintään kolme määrällisiä altistumisluokat tunnetaan. Tutkimuksille raportoineen pariteetti numero vaihteluvälillä arvioimme keskipisteen kunkin luokan laskemalla keskiarvon ala- ja ylärajan. Kun korkeimman luokan ei ollut yläraja on oletettu, että leveys avoimia väli oli sama kuin viereisen välin. Kun alin luokka ei ole alaraja asetamme alaraja nollaan. Annos-vaste johtaa metsäviljelmien esitetään perustuvat välein 1 elävänä syntyneiden tasavertaisuudesta. Tutkimme mahdollinen epälineaarinen annos-vaste-suhde pariteetin ja tietokoneeseen murto polynomi malleja [39]. Selvitimme Parhaiten sopivan toisen asteen murto polynomiregression mallia kuin alin poikkeavuuden. Uskottavuusosamäärä käytettiin arvioitaessa eroa epälineaarinen ja lineaarisia malleja testata epälineaarisuus [40].

arvioitiin heterogeenisyys RRs eri tutkimuksissa käyttäen Cochrane

Q

tilastotieto ja

I

2 tilastotieto [41]. Sillä

Q

tilastotieto,

P

-arvo alle 0,1 katsottiin edustavan tilastollisesti merkitsevä heterogeenisyys.

I

2 edustaa osuus koko vaihtelun myötävaikuttanut Tutkimusten välisten vaihtelu [41]. Yhteenvedon Arvio perustui kiinteiden vaikutusten malli [41], kun ei heterogeenisuus havaittiin tai random-vaikutusten malli [42], kun huomattava heterogeenisuus havaittiin. Molemmissa menetelmissä tutkimuksessa paino oli käänteistä varianssi log RR, jotka arvioitiin 95% CI kustakin tutkimuksesta. Alaryhmäanalyyseissa tehtiin perustuu tutkimuksen suunnittelu (kohortti vs. tapausverrokkitutkimukset), useissa tapauksissa (≥200 (mediaani) vs. 200), tyyppi säätimet tapausverrokkitutkimukset (väestöpohjainen vs. sairaala perustuvan valvonnan), maantieteellisen sijainnin (Pohjois-Amerikassa, Euroopassa, tai Aasiassa). Olemme myös ositettu meta-analyysi potentiaalisesti tärkeä sekoittavat tekijät (ts painoindeksi (BMI), tupakointi, ja tyypin 2 DM). Heterogeenisyys välillä alaryhmien arvioitiin meta-regressio.

P

-arvo alle 0,05 meta-regressio katsottiin edustavan tilastollisesti merkitsevää eroa alaryhmiä. Lopuksi suoritetaan herkkyysanalyyseja ilman Eräässä tutkimuksessa kerrallaan tutkia, onko tulokset vaikuttivat voimakkaasti erityinen tutkimus.

Julkaisu bias arvioitiin kautta Egger n regressioanalyysin [43], Begg listalla korrelaatio menetelmiä [44 ] ja suppilo tontteja.

P

-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

Ominaisuudet 22 sisällytit [6] – [25], [27], [30] on esitetty taulukossa S1. Mukana artikkeleita, jotka edustavat 8247 tapauksia ja 3.498.673 hylätyiksi, julkaistiin vuosina 1992 ja 2013 ja koostuu 11 tulevaisuudentutkimuksista (9 kohorttitutkimusten [7], [9], [12] – [13], [15] – [18], [20] ja kaksi sisäkkäistä tapausverrokkitutkimukset [6], [23]) ja 11 tapausverrokkitutkimukset [8], [10] – [11], [14], [19], [21 ] – [22], [24] – [25], [27], [30]. Niistä 11 tulevaisuutta koskevia tutkimuksia, neljä tehtiin Yhdysvalloissa [7], [15], [17], [20], ja yksi Taiwanissa [9], United Kingdom [12], Norja [13], Japani [16], Kanada [18], Ruotsi [23], ja kansainvälinen ryhmä, joka kattaa useita maita [6]. Kohortti koot vaihtelivat 37459 [15], 1292462 [9], ja määrä PC tapauksissa vaihteli 154 [16] ja 1959 [17]. Korkeimmat tasavertaisuus tulevaisuudentutkimusta vaihteli 3 [9] yli 7 [17].

Niistä 11 tapausverrokkitutkimukset, kolme tehtiin Yhdysvalloissa [10], [19], [ ,,,0],27], kaksi kutakin Italiassa [8], [25] ja Kanada [21] – [22], ja yksi Egyptissä [14], Kiina [24], ja tutkimus kattaa useita maita [11]. Tapausten määrä mukana tutkimuksissa vaihteli 56 [45] 608 [46], ja määrä verrokeilla vaihteli 52 [21] 367 [11]. Verrokeilla vedettiin väestössä 7 tulokset [11], [19], [21] – [22], [24], [27], [30], sairaaloissa 4 tutkimuksissa [8], [10] , [14], [25], ylin tasavertaisuus tapausverrokkitutkimukset vaihtelivat 3 [11] yli 7 [14].

huipulle alhainen pariteetti

Yksitoista mahdollisille [6] – [7], [9], [12] – [13], [15] – [18], [20], [23] ja 11 tapausverrokkitutkimukset [8], [10] – [ ,,,0],11], [14], [19], [21] – [22], [24] – [25], [27], [30] tutki yhdistyksen välillä pariteetin ja tietokoneen riskejä. Kooste RR PC korkein vs. alimpaan pariteetti oli 0,86 (95% CI: 0,73-1,02), joilla on merkittävää heterogeenisyyttä (

Q

= 50.49,

P

0,001

I

2 = 58,4%) (taulukko 1 ja kuva 2). Ei ollut mitään viitteitä julkaisun bias kanssa Egger testillä (

P

bias = 0,652) tai Begg testillä (

P

bias = 0,324) eikä epäsymmetria nähtiin suppiloon tontteja kun tarkastaa silmämääräisesti. Vuonna Herkkyysanalyysien me peräkkäin poistettiin yksi tutkimus kerrallaan ja uudelleen analysoi datan. 22 tutkimuksittain RRs yhdenvertaisuus vaihteli alimmillaan 0,84 (95% CI: ,71-0,98,

Q

= 42.53,

P

= 0,002,

I

2 = 53,0%) jälkeen poisjättäminen tutkimuksen Ji et ai [24] ja korkeimmillaan 0,89 (95% CI: 0,76-1,05,

Q

= 45.98,

P

= 0,001,

I

2 = 56,5%) jälkeen poisjättäminen tutkimuksesta Lucenteforte et al. [8].

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.

annosvasteyhteys analyysi

Yhdeksän mahdollisille [6] – [7], [9], [15] – [18], [ ,,,0],20], [23] ja 11 tapausverrokkitutkimukset [8], [10] – [11], [14], [19], [21] – [22], [24] – [25], [27 ], [30] sisällytettiin annos-vaste-analyysi. Yhteenvedossa RR kohden elävänä syntyneiden oli 0,97 (95% CI: 0,94-1,01), joilla on merkittävää heterogeenisyyttä (

Q

= 62,83,

P

0,001,

I

2 = 69,8%) (taulukko 1). Vuonna herkkyysanalyysi ilman Eräässä tutkimuksessa kerrallaan, yhteenvedon RR PC vaihtelivat 0,97 (95% CI: 0,94-,99,

Q

= 58,98,

P

0,001,

I

2 = 69,5%), kun tutkimus Ji et al [24] suljettiin 0,98 (95% CI: 0,95-1,01,

Q

= 56.29,

P

0,001,

I

2 = 68,0%), kun tutkimus Chang et al [9] suljettiin pois. Lisäksi vaikutus ilman kahden tutkimuksen ei sisälly annos-vaste-analyysi yhteenvedon RR korkean vs. matalan pariteetti tutkittiin. Yhteenvedossa RR oli 0,83 (95% CI: 0,68-1,00,

Q

= 43.60,

P

= 0,001,

I

2 = 56,4%), mikä oli samankaltainen kuin alkuperäisen analyysin mukaan lukien kaikki tutkimukset. Ei ollut näyttöä epälineaarinen yhdistyksen välillä pariteetin ja PC riskiä, ​​

P

epälineaarisuus = 0,2409. Lisäksi kun poistimme kolme tutkimusta [9], [16] – [17], jossa ilmoitetaan riskiä arvioita PC kuolleisuutta, tulokset (RR, 0,98; 95% CI: ,94-+1,02,

Q

= 49,60,

P

0,001,

I

2 = 67,7%) olivat samanlaiset.

alaryhmäanalyyseissa

alaryhmäanalyyseissa korkeimman versus alimpaan pariteetti- ja PC riski, melkein kaikki kerrostumat osoitti täysaikaisina, vaikka kaikki eivät osoittivat tilastollista merkittävyyttä. Ei ollut todisteita merkittävistä heterogeenisyys välillä osaryhmään meta-Regressioanalyysistä (taulukko 1). Analyyseissä ositettu, onko tutkimuksessa oli mukana säätö tiettyjen mahdollisten sekoittavien tekijöiden tai tärkeitä riskitekijöitä, merkittävä käänteinen yhdistysten havaittu tutkimuksissa, jotka oikaistu tupakointi, tyypin 2 DM, tai kaikkien mahdollisten sekoittavien tekijöiden (taulukko 1). Lisäksi, pieni heterogeenisuus havaittiin tutkimukset, jotka on mukautettu näitä edellä mainittuja riskitekijöitä. Samanlaisia ​​kuvioita havaittiin myös annos-vaste analyysit, mutta tulokset osoittivat rajatapaus tilastollista merkittävyyttä (taulukko 1). Koska kuolleisuus PC voitiin sekoitti selviytymistä liittyvät tekijät, olemme edelleen jätetty kuolleisuus arvioiden tutkimuksissa raportoitu riskiestimaattien PC kuolleisuus [9], [12], [16] – [17], mutta arvio (RR = 0,89) olivat samankaltaisia ​​alkuperäisen analyysin mukaan lukien kaikki tutkimukset.

keskustelu

Tietääksemme tämä on ensimmäinen meta-analyysi, joka tarjoaa kattavaa ja kvantitatiivisia todisteita yhdistyksen välisen pariteetin ja PC riski. Tässä tutkimuksessa korkea pariteetti liittyi tilastollisesti merkittävän rajoilla alentuneeseen PC vaikka lasku riski oli pieni jokaista synnytys. Lisäksi johdonmukainen täysaikaisina havaittiin sisällä analyysit ositettu onko tutkimuksiin osallistui säätö tupakointi, tyypin 2 DM, tai kaikki sekoittavien tekijöiden tai tärkeitä riskitekijöitä (taulukko 1).

Vaikka tarkkaa biologisen mekanismeja, jotka lisäsivät pariteetti saattaa vähentää riskiä PC eivät ole vakiintuneita, hypoteesi, että endogeenisten estrogeenien voi olla suojaava PC on ehdotettu perustuu in-vitro ja in-vivo tutkimuksissa [3], [47]. Raskaus nostaa seerumin estrogeenitaso noin 100-kertainen [48]. Naiset, joilla on korkea pariteetti ovat todennäköisesti ollut pidemmän aikaa altistuminen korkeille kiertävän estrogeenit, jonka on osoitettu estävän kasvua preneoplastiset haiman muutoksia tai siirrettyjen haiman karsinooma jyrsijöiden [49] – [50]. Lisäksi, sukupuoli-steroidin biosynteettisiä entsyymejä (esim., Haiman homogenaatteja ja aromataasi) ja steroidihormonireseptoreihin on havaittu sekä normaaleissa että neoplastisissa ihmisen haiman kudoksen [51] – [54]. Toisaalta, kiertävä insuliinin kaltaiset kasvutekijät (IGF: t), joita on raportoitu lisäävän PC riskiä edistämällä solujen lisääntymistä ja estämällä apoptoosin [55], on havaittu olevan huomattavasti alhaisempi naisilla 4 syntyneiden tai enemmän verrattuna Synnyttämättömiin naisia ​​[56].

Vaikka tulokset meta-regressio löytänyt mitään merkkejä heterogeenisyys välillä alaryhmien mukaan tutkimuksen suunnittelu, vahvuus yhdistyksen arvion tulevaisuudentutkimuksista oli heikompi kuin mistä tapausverrokkitutkimukset vaikka molemmat osoittivat käänteistä assosiaatioita PC riski (taulukko 1). Koska erittäin lyhyt keskimääräinen elinaika PC tapauksissa [57], mahdollinen elossa säilyminen harha tapausverrokkitutkimukset saattaa olla merkitystä. Lisäksi vaikka pariteetti on vähemmän altis muistaa bias ja Luokitteluvirheillä [5], mahdollisen tutkimukset ansiosta tutkijat kaapata altistuminen tietoja ilman potentiaalista harhat käyttöön käyttämällä proxy-haastatteluja. Esimerkiksi Duell et al [11] ilmoitetaan positiivinen yhteys PC vaikka luottamusväli mukana 1. Lisäksi koska kuolemien PC voidaan pitää kohtuullisen indikaattori ilmaantuvuuden PC ottaen noin lyhyt elinaika ja nopeasti kuolemaan johtava ominaisuus tämän syövän [9], [57], tämä meta-analyysiin sisältyi neljä tulevaisuudentutkimuksista [9], [12], [16] – [17], joka ilmoitti riskiestimaattien PC kuolleisuutta. Tuloksemme olivat samanlaiset, kun jättäneet nämä neljä tutkimusta herkkyysanalyysin (tuloksia ei esitetty).

Kun laati tulosten ositettu onko tutkimuksiin osallistui säätö sekoittavat tekijät, tilastollisesti merkitsevä käänteinen yhdistysten havaittiin tutkimuksissa, jotka oikaistu tupakointi, tyypin 2 DM, ja ne, jotka sisältyvät kaikkien mahdollisten sekoittavien tekijöiden. Useita vakiintuneita riskitekijöitä PC, mukaan lukien lihavuus [58] – [59], tupakointi [13], [23], ja tyypin 2 DM [60] – [61] liittyvät pariteetti ja siksi saattaa häpeään yhdistyksen välillä pariteetin ja PC riski. Vaikka meta-regressio löytänyt mitään merkittävää eroa tutkimukset, jotka ovat tai eivät ole säätää erityisiä sekoittavat tekijät, tulokset ja heterogeenisyys olivat hieman erilaiset. Verrattuna korkea heterogeenisuus (

Q

= 65,1, P 0,001), joka havaittiin joukossa tutkimuksissa ei säädä tyypin 2 DM, tiivistelmä tuloksista näissä tutkimuksissa oikaistu edellä mainittujen sekoittavat tekijät oli matala heterogeenisyys. Samansuuntainen havaittiin myös tutkimuksissa, onko säädetty kolmen sekoittavat tekijät (BMI, tupakointi, ja tyypin 2 DM) (taulukko 1). Ottaen kuitenkin huomioon, että vain kolmannes tutkimuksista oikaistuna tyypin 2 DM ja neljäsosa oikaistuna kolme sekoittavat tekijät, tulevissa tutkimuksissa täytyy huolellisesti säätää näitä mahdollisia sekoittavien tekijöiden tai Raportissa analysoidaan kerrostunut näiden riskitekijöiden paremmin pystyä sulkemaan pois jäljellä sekoittavia .

Tämä tutkimus oli useita vahvuuksia. Parhaan tietomme mukaan tämä on ensimmäinen kattava ja määrällinen arviointi pariteetti ja PC. Erityisiä vahvuuksia nykyistä meta-analyysi on, että se sisältää yhteensä 8247 tapausta ja 3.498.673 hylätyiksi joka olisi pitänyt antaa riittävä tilastollinen voima havaita tämä otaksuttu -alueella. Toinen vahvuus on, että toteutimme useita alaryhmä ja herkkyysanalyyseja tutkia mahdollisia lähteitä epäyhtenäisyys.

rajoittavat mahdollisesti tämän meta-analyysissä on otettava huomioon. Ensinnäkin, kuten meta-analyysi epidemiologisten tutkimusten, tämä tutkimus sisältää rajoituksiin yhdistämistä tuloksia tutkimuksista heterogeeninen tutkimuksen malleja. Kohorttitutkimukset ovat vähemmän alttiita bias (esim recall ja valinta bias) kuin tapausverrokkitutkimukset koska johtuen mahdollisille suunnitteluun, tietoa vastuut kerätään ennen taudinmääritys. Lisäksi, kun otetaan huomioon mahdolliset erot yksityiskohtaisia ​​sekoitin säätö tiedot ajan myötä, myös suorittaa kerrostunut analyysin julkaistiin vuonna, mutta tulokset olivat muuttumattomina (tuloksia ei ole esitetty). Toiseksi, koska meillä ei ole pääsyä alkuperäistiedot tutkimuksista sisälly tähän meta-analyysi, emme voineet tehdä lisäsäätöjä potentiaalisesti tärkeä covariates tai tarkasti määrittää valotusarvon avoimiin pariteetti ryhmiin [62]. Tämä on yleinen rajoitus tutkimuksissa annos-vastesuhteet perustuva koostetietoja. Lisäksi koska laatu pisteytys meta-analyysi havainnointitutkimukset on kiistanalainen, puuttuu osoitti pätevyyttä, ja tuloksia ei voi liittyä laatuun [63], emme käytä Newcastle-Ottawa Scale [64] – [65] arvioida menetelmien laatua sisältyi tutkimuksia. Sen sijaan teimme lukuisia alaryhmä ja herkkyysanalyyseja. Kolmanneksi merkittävä heterogeenisyys ja mahdollisen julkaisemisen bias on otettava huomioon. Oli merkittävä heterogeenisyys kaikkien tutkimusten yhdistetty analyysi korkean vs. alhainen pariteetti, sekä annos-vaste-analyysi, joka voitaisiin selittää monet tekijät, pääasiassa eroja sekoitin säätö (taulukko 1). Lisäksi julkaisu bias voi olla ongelma meta-analyysit julkaistujen tutkimusten mutta löysimme tilastollista näyttöä julkaisemisesta bias tämän meta-analyysin Egger n lineaarinen regressio ja Begg listalla korrelaatio menetelmiä, ja siellä ei näytä olevan epäsymmetrian suppiloon tontteja kun tarkastetaan silmämääräisesti.

Yhteenvetona tämä kattava meta-analyysi antaa näyttöä, että lisääntynyt pariteetti liittyy hieman pienentynyt riski PC. Vaikka tämä suhteellinen riski on kohtalainen kooltaan, kun otetaan huomioon rajalliset perustettu riskitekijät ja alhainen eloonjäämisaste, lisäksi iso yhteenliittymät tai yhdistettyä tutkimusten taataan täysin sopeutumista mahdolli sekoittavien tekijöiden ja keskittyä Sukupuolihormoneista niihin liittyvistä tekijöistä, jotka saattavat vaikuttaa kehittämisessä PC syöpäsairauksia.

tukeminen Information

Taulukko S1.

Ominaisuudet tutkimusten pariteetti- ja haimasyövän riskiä.

doi: 10,1371 /journal.pone.0092738.s001

(DOC)

tarkistuslista S1.

PRISMA 2009 tarkistuslista.

doi: 10,1371 /journal.pone.0092738.s002

(DOC) B