Abstract
Bakgrunn
Sammenhengen mellom paritet og endetarmskreft (CRC) risiko har blitt undersøkt av flere epidemiologiske studier, men resultatene er kontroversielt, men en omfattende og kvantitativ vurdering av denne foreningen har ikke blitt rapportert så langt.
Metoder
Relevante publiserte studier av paritet og CRC ble identifisert ved hjelp av MEDLINE, EMBASE og Web of Science databaser gjennom slutten av april 2013. To forfattere uavhengig vurdering valgbarhet og hentet data. Elleve prospektive studier rapportert relativ risiko (RR) anslag og 95% konfidensintervall (CIS) av CRC risiko forbundet med paritet. Vi samlet RR fra individuelle studier med med fast eller tilfeldig effekt-modeller og gjennomført heterogenitet og publikasjonsskjevhet analyser.
Resultater
Sammendraget RR for den stadig paritet vs. førstegangsgravide var 0,95 ( 95% KI: 0,88 til 1,02), med ingen heterogenitet (
Q
= 9,04,
P
= 0,443,
jeg
2 = 0,5%). Likeledes ble ingen signifikant sammenheng gitt for den høyeste vs laveste paritet nummer (RR = 1,02, 95% KI: 0,89 til 1,17), med moderat heterogenitet (
Q
= 17,48,
P
= 0,094,
jeg
2 = 37,1%). Dose-responsanalyse fortsatt viste ingen effekt av paritet på CRC risiko og sammendraget RR per en livebirth var 0,99 (95% KI: 0,96 til 1,02), med moderat av heterogenitet (
Q
= 16,50,
P
0,021,
jeg
2 = 57,6%). Lignende resultater ble observert blant alle undergruppen analysene. Ingen bevis for publikasjonsskjevhet og betydelig heterogenitet mellom undergrupper ble oppdaget av meta-regresjonsanalyse.
Konklusjon
Resultatene av denne dose-respons-meta-analyse av prospektive studier fant at det var lite bevis for en sammenheng mellom paritet og CRC risiko
Citation. Guan HB, Wu QJ, Gong TT, Lin B, Wang YL, Liu CX (2013) paritet og risikoen for tykktarmskreft: en dose-respons Meta-Analysis av potensielle Studies. PLoS ONE 8 (9): e75279. doi: 10,1371 /journal.pone.0075279
Redaktør: Nathan A. Ellis, University of Illinois i Chicago, USA
mottatt: 18. mai 2013; Akseptert: 14. august 2013, Publisert: 30.09.2013
Copyright: © 2013 Guan et al. Dette er en åpen-tilgang artikkelen distribueres under betingelsene i Creative Commons Attribution License, som tillater ubegrenset bruk, distribusjon og reproduksjon i ethvert medium, forutsatt den opprinnelige forfatteren og kilden krediteres
Finansiering:. Forfatterne har ingen støtte eller finansiering for å rapportere
konkurrerende interesser:. forfatterne har erklært at ingen konkurrerende interesser eksisterer
Innledning
tykktarms~~POS=TRUNC kreft~~POS=HEADCOMP (CRC) er den nest vanligste. diagnostisert kreft og tredje største årsaken til kreftdød på verdensbasis hos kvinner, med over 570 100 nye tilfeller og 288,100 kreftdødsfall i 2008, noe som utgjorde en vesentlig del av den globale byrden av kreft sykelighet og dødelighet [1]. Primær forebygging av CRC er derfor et stort folkehelse prioritet. Epidemiologiske studier antydet noen modifiserbare risikofaktorer for CRC inkludert røyking, fysisk inaktivitet, overvekt og fedme, rødt og bearbeidet kjøtt forbruk, og overdrevent alkoholforbruk [2], [3]. Studier har også gitt bevis for at kjønnshormoner, spesielt østrogen, kan spille en rolle i patogenesen CRC [4]. Østrogen er blitt implisert i denne krets gjennom flere mekanismer som kan innebære reduksjon av sekundære gallesyreproduksjon, reduksjon av sirkulerende insulin-lignende vekstfaktor-I (IGF-I), og inhibering av celleproliferasjon av kolorektale tumorer ved å bindes til østrogenreseptoren [ ,,,0],4], [5].
Reproduktive faktorer, som for eksempel graviditet, alder menarche, og alder ved menopause, har blitt brukt som surrogatmarkører for livstid eksponering for endogene østrogener [6]. Østradiol og østriol er produsert av morkaken, og mors nivåer fortsette å øke i løpet av svangerskapet [7]. Endringer i mors hormoner under svangerskapet kan føre til etiologiske endringer som påvirker CRC risiko [8]. Flere case-control studier har rapportert en invers sammenheng mellom stadig paritet eller paritet nummer og CRC risiko [9], [10], [11], [12]. Imidlertid er tolkningen av tradisjonelle case-control studier hemmet av mulig tilbakekalling og et utvalg bias, er sannsynligvis mindre tilbøyelige til å huske skjevhet og feilklassifisering, som gjør det vanskelig å trekke bastante konklusjoner enda paritet. I løpet av det siste tiåret, har funn fra prospektive studier som har undersøkt sammenhengen mellom paritet og risiko for CRC vært inkonsekvent. Noen studier fant ingen sammenheng [13], [14], [15], mens andre rapporterte en positiv sammenheng med stadig paritet eller høyere paritet tall [16], [17]. Målet med denne studien var å avklare forholdet mellom paritet og CRC risiko ved å oppsummere beviset på publiserte prospektive studier med en dose-respons-meta-analyse.
Materialer og Metoder
Litteratur Søk
Vi utførte en omfattende litteratursøk i april 2013 ved hjelp av MEDLINE, EMBASE, og Web of Science databaser for epidemiologiske studier som evaluerte sammenhengen mellom paritet (definert som det totale antall levende fødte) og risiko for CRC. Søket ble begrenset til studier av mennesker som bruker følgende søke stikkord og medisinsk emne vilkår: (paritet eller graviditet eller livebirth eller reproduktiv eller reprodusere kjønnsfaktorer) og (kolorektal ELLER colorectum ELLER tykktarmen eller endetarmen eller endetarmen) og (kreft eller svulst eller kreft eller svulst). Vi har også anmeldt referansene for alle inkluderte studiene for flere publikasjoner. Denne systema ble planlagt, gjennomført og rapportert i tilslutning til standarder for kvalitet for rapportering av meta-analyser [18].
Study Utvalgskriterier
Publiserte studier ble inkludert dersom de 1) brukes en prospektiv studie design; 2) evaluert assosiasjonen mellom paritet og CRC risiko; 3) present relativ risiko (RR) eller hasardratio (HR) med 95% konfidensintervall (CI), standardfeil (SE) eller data som er nødvendige for å beregne disse. Når flere publikasjoner fra samme studien var tilgjengelig, brukte vi publikasjon med det største antall saker og mest relevante opplysninger. De detaljerte trinn i litteraturen søk er vist i figur 1. I korthet ble det identifisert 22 potensielt relevante fulltekst publikasjoner [13], [14], [15], [16], [17], [19], [20] , [21], [22], [23], [24], [25], [26], [27], [28], [29], [30], [31], [32], [ ,,,0],33], [34], [35] fra 3,226 artikler. To publikasjoner [16], [21] som rapporterte ikke tilstrekkelig informasjon for hoved analyse av stadig paritet, slik de var bare inngår i undergruppen analyse av antall paritet. To artikler ble ekskludert på grunn av dupliserte rapporter fra de samme studiepopulasjoner [25], [26], fire artikler ble ekskludert fordi de ikke rapporterer brukbare eller nok data for risikoestimater [27], [28], [29], [ ,,,0],30], og fem artikler ble ekskludert på grunn av hjelp dødelighet eller overlevelsesdata [31], [32], [33], [34], [35]. De gjenværende 11 artikler ble inkludert i meta-analyse [13], [14], [15], [16], [17], [19], [20], [21], [22], [23] [24].
data~~POS=TRUNC Abstraction og kvalitetsvurdering
For hver kvalifisert studie, to etterforskere (H-BG og Q-JW) uavhengig utførte valgbarhet vurdering, data abstraksjon, og kvalitetsvurdering. Uenighetene ble diskutert og løst ved konsensus. Data abstrahert fra hver studie var: forfatter liste, utgivelsesår, studere region, studere utvalgsstørrelse (antall saker og gruppestørrelse), omfanget av oppfølging av studier, eksponering og utfall vurdering inkludert paritet og antall paritet kategorier, studere spesifikke justerte estimater med sine 95% CI’er for den stadig parous versus førstegangsgravide, høyeste versus laveste tallet (inkludert førstegangsgravide) av paritet, og faktorer matches av i design eller justert for i dataanalyse. Hvis flere estimater av foreningen var tilgjengelig, abstrahert vi anslår at justert for de fleste kovariatene. Hvis ingen justerte estimater ble presentert, vi inkluderte grovt overslag. Hvis ingen overslag ble presentert i en gitt studie, beregnet vi den og dens 95% CI henhold til de rå data presentert i artikkelen.
For å vurdere studium kvalitet, en 9-stjernesystem på basis av Newcastle -Ottawa Scale [36], [37], [38] ble anvendt. En full pott var ni og en høy kvalitet studien ble definert som en med en kvalitet scorer høyere enn eller lik 8.
Statistical Analysis
Studien spesifikke justerte RR ble brukt som mål av foreningen på tvers av studier. Fordi den absolutte risikoen for CRC er lav, antok vi at beregninger av risiko, rente eller hazard ratio fra prospektive studier var alle gyldige estimater av RR og vi rapporterer derfor alle resultatene som RR for enkelhet. For en studie som ikke bruker den kategorien med lavest antall paritet som referanse, brukte vi en effektiv metode for å telle foreslått av Hamling et al [39] for å beregne RR. For studier som rapporterte separat på tykktarm og endetarmskreft, men ikke for kolorektal kreft, vi bare slått sammen de separate resultater med andre studier.
For dose-responsanalyse, brukte vi metoden foreslått av Grønland et al [ ,,,0],40] og Orsini et al [41] for å beregne studere spesifikke bakker (lineære trender) og 95% CI’er fra de naturlige Protokollene for RR og SUS over kategorier av antall paritet. Metoden krever at fordelingen av saker og årsverk eller ikke-saker og RR med variansen estimatene i minst tre kvantitative eksponeringskategorier er kjent. For studier som rapporterte antall av områdene vi beregnet midtpunktet i hver kategori ved å beregne gjennomsnittet av den nedre og øvre grense. Når den høyeste kategorier er åpen slutt antok vi lengden av det åpenendede intervall for å være den samme som for den tilstøtende intervallet. Når den laveste kategorien var åpen endte vi satt den nedre grensen til null. Dose-respons resultater i skog tomter presenteres for en livebirth økning for antall paritet.
Vi evaluerte heterogenitet av RR over studier ved hjelp av Cochrane
Q
statistikk, der
P
0,1 var indikasjon på statistisk signifikant heterogenitet, og
jeg
2 statistikken. Sammendraget estimat basert på faste effekt-modell [42] for ingen oppdaget heterogenitet eller tilfeldig effekt modell [43] da betydelig heterogenitet ble oppdaget. I begge fremgangsmåter, er vekten av hver studie var avhengig av den inverse av variansen av log OR, som ble beregnet ved 95% konfidensintervall fra hver studie. Oppsummering anslagene ble beregnet for alltid parous og antall paritet. Subgruppeanalyser ble utført basert på studiekvalitet (lav kontra høy kvalitet), varighet av oppfølging ( 10 vs. ≥10 år), antall tilfeller ( 500 vs. ≥500), geografisk plassering (America , Europa og Asia), anatomisk kreft stedet (colon vs. endetarm), sekundært for tykktarmskreft (proksimale vs. distal). Vi har også stratifisert de inkluderte studiene ved om studien justert for potensielt viktige confounders og risikofaktorer (f.eks, kroppsmasseindeks, diabetes mellitus (DM), og fysisk aktivitet). Vi har ikke stratify etter konkret vurdering fordi alle inkluderte studiene brukte kreftregistre eller journaler. Heterogenitet mellom undergrupper ble evaluert ved meta-regresjon. Til slutt gjennomførte vi sensitivitetsanalyser unntatt en studie om gangen for å undersøke om resultatene ble sterkt påvirket av en spesifikk studie.
publiseringsskjevheter ble evaluert via Egger lineære regresjon [44], Begg rang korrelasjonsmetoder [45 ] og trakter plott. En
P
-verdi mindre enn 0,05 for Egger-eller Begg tester ble ansett representant for betydelig statistisk publikasjonsskjevhet. Statistiske analyser ble utført med Stata (versjon 11.2, StataCorp, College Station, TX). P-verdiene var tosidig med et signifikansnivå på 0,05.
Resultater
Studie Kjennetegn og kvalitetsvurdering
Tabell 1 viser egenskapene til 11 inkluderte studiene. Ti kohort [13], [14], [15], [16], [17], [19], [20], [21], [22], [24] og 1 nestede case-control studier [23 ] ble utgitt mellom 1987 og 2011, som involverte totalt 9,178 tilfeller og 964,050 ikke-saker. Seks studier ble utført i USA [13], [15], [16], [17], [21], [24], 2 hver i Europa [14], [23] og Japan [20], [ ,,,0],22], og en i Canada [19]. Kohort størrelsene varierte fra 11 888 [24] for å 337802 [14], og antallet CRC tilfeller variert fra 68 [24] til 2148 [23]. Median antall CRC tilfeller var 501 og median oppfølging var 10 år.
Study-spesifikke kvalitetspoeng er oppsummert i tabell S1. Kvalitets score varierte 6-9 med en median score på 8. Studier med en lavere kvalitet poengsum generelt ikke korrigere for confoundere. De høyverdige studier (dvs. de studiene som hadde minst en score på 8) inkludert syv kohortstudier [13], [14], [16], [19], [20], [21], [22] .
Ever vs. aldri Paritet
Åtte kohort [13], [14], [15], [17], [19], [20], [22], [24 ] og 1 nestet case-control studier [23] undersøkte sammenhengen mellom noensinne paritet og CRC risiko. Sammendraget RR av CRC for den stadig paritet mot førstegangsgravide var 0,95 (95% KI: 0,88 til 1,02), med ingen heterogenitet (
Q
= 9,04,
P
= 0,443,
jeg
2 = 0,5%) (tabell 2 og figur 2). Det var ingen indikasjon på publikasjonsskjevhet med Egger test (
P
for skjevhet = 0,739) eller med Begg test (
P
for skjevhet = 0,929) og ingen asymmetri ble observert i trakt tomter når kontrolleres visuelt (data ikke vist)
Squares indikere studiespesifikke relativ risiko (størrelsen på plassen reflekterer studiespesifikke statistisk vekt.); horisontale linjene indikerer 95% CIS; diamant indikerer sammendraget relative risikoestimat med 95% KI. KI: konfidensintervall; RR: relativ risiko; CC: tykktarmskreft; RC. Endetarmskreft
Høyeste vs. Laveste Antall Paritet
Ten kohort [13], [14], [15], [16], [17 ], [19], [20], [21], [22], [24] og 1 nestet case-control studier [23] undersøkte sammenhengen mellom antall paritet og CRC risiko. Åtte studier [13], [15], [17], [19], [20], [21], [23], [24] referert til førstegangsgravide som laveste kategori av paritet nummer og 3 studier [14], [16], [22] referert til en livebirth som laveste kategori av paritet nummer. Sammendraget RR av CRC for de høyeste versus laveste kategorier av antall paritet var 1,02 (95% KI: 0,89 til 1,17), med moderat heterogenitet (
Q
= 17,48,
P
= 0,094,
jeg
2 = 37,1%) (tabell 3 og figur 3). Det var ingen indikasjon på publikasjonsskjevhet med Egger test (
P
for skjevhet = 0,734) eller med Begg test (
P
for skjevhet = 0,891) og ingen asymmetri ble sett i trakten tomter når kontrolleres visuelt (data ikke vist)
Squares indikere studiespesifikke relativ risiko (størrelsen på plassen reflekterer studiespesifikke statistisk vekt.); horisontale linjene indikerer 95% CIS; diamant indikerer sammendraget relative risikoestimat med 95% KI. KI: konfidensintervall; RR: relativ risiko; CC: tykktarmskreft; RC. Endetarmskreft
I en sensitivitetsanalyse, vi sekvensielt fjernet en studie om gangen og re-analysert dataene. De 11 studiespesifikke RR av antall paritet varierte fra et lavt på 1,00 (95% KI: 0,91 til 1,11,
Q
= 13,54,
P
= 0,196,
I
2 = 26,1%) etter utelatelse av studien med Martínez et al [16] til en topp på 1,05 (95% KI: 0,95 til 1,17,
Q
= 14,69,
P
= 0,100,
jeg
2 = 38,7%) etter utelatelse av studien med Broeders et al [23]. Effekten på resultatene av eksklusive tre studier [14], [16], [22] som refererte til en livebirth som laveste kategori av paritet nummer ble også utforsket og sammendraget RR var 0,95 (95% KI: 0,85 til 1,07,
Q
= 10,16,
P
= 0,254,
jeg
2 = 21,3%).
Dose-respons Analyse av per 1 Livebirth
Seks kohort [13], [14], [15], [16], [20], [22] og 1 nestede case-control studier [23] ble inkludert i dose-responsanalyse. Fire studier [13], [15], [20], [23] referert til førstegangsgravide som laveste kategori av paritet nummer og 3 studier [14], [16], [22] referert til en livebirth som laveste kategori paritet nummer. Sammendraget RR per livebirth var 0,99 (95% KI: 0,96 til 1,02), med moderat av heterogenitet (
Q
= 16,50,
P
0,021,
I
2 = 57,6%) (figur 4). Publikasjonsskjevhet var ikke tydelig med Egger test (
P
= 0,656), Begg test (
P
= 0,458) og visuelt inspisere av trakten tomten (data ikke vist). I tillegg fant vi ingen bevis for at antall paritet var assosiert med tykktarmskreft, endetarmskreft, og det sekundære området for tykktarmskreft (tabell 4).
Squares indikere studiespesifikke relativ risiko (størrelsen på plassen reflekterer studien spesifikke statistisk vekt); horisontale linjene indikerer 95% CIS; diamant indikerer sammendraget relative risikoestimat med 95% KI. KI: konfidensintervall; RR: relativ risiko; CC: tykktarmskreft; RC. Endetarmskreft
I en sensitivitetsanalyse unntatt en studie om gangen, sammendraget RR for CRC varierte fra 0,98 (95% KI: 0,96 til 1,00,
Q
= 9,13,
P
= 0,166,
jeg
2 = 34,3%) når Tsilidis et al [14] ble ekskludert til 1,01 (95% KI: 0,99 til 1,03,
Q
= 8,37,
P
= 0,137,
jeg
2 = 40,3%) når Broeders et al [23] ble ekskludert. Effekten på resultatene av eksklusiv studier fra dose-respons-analyse ble også undersøkt. Når analysen av høy versus lav paritet nummer ble begrenset til de studiene som ble inkludert i dose-responsanalyse av antall paritet, sammendraget RR 1,02 (95% KI: 0,92 til 1,13,
Q
= 10.20,
P
= 0,177,
jeg
2 = 31,4%), lik den opprinnelige analysen inkludert alle studier. Tilsvarende har vi også utforsket effekt på resultatene av eksklusive tre studier som omhandlet en livebirth som laveste kategori av paritet nummer og sammendraget RR var 0,98 (95% KI: 0,96 til 1,00,
Q
= 5,34
P
= 0,254,
jeg
2 = 25,1%).
Undergruppe og Meta-regresjon Analyser
Vi utførte stratifisert og meta-regresjonsanalyser for å undersøke mulige forskjeller mellom risikoestimater ved ulike studie egenskaper. Men vi fant ikke bevis for heterogenitet og signifikant sammenheng mellom stadig paritet og antall paritet og CRC risiko i sammenslåtte anslag på noen undergrupper analyser (tabell 2 og 3). Ved vurderingen av om hvorvidt de inkluderte studiene justert for potensielle viktig confounders eller risikofaktorer, fant vi ikke en signifikant forskjell mellom estimatene justeres og de som ikke er justert for spesifikke faktorer (tabell 2 og 3). Lignende resultater ble også observert når de stratifiserte analyser ble utført til de studiene som ble inkludert i dose-responsanalyse av antall paritet (tabell 4).
Diskusjoner
Så vidt vi vet dette er den første kvantitativ oversikt over den publiserte litteratur undersøkte forholdet mellom paritet og CRC risiko. Men vi fant ingen bevis som støtter en sammenheng mellom stadig paritet og paritet nummer og CRC risikoen i kategoriske og dose-respons-meta-analyser. I tillegg er resultatene var konsistente i alle de stratifiserte analyser (Tabell 2, 3 og 4).
Den eksakte biologiske mekanismene bak sammenhengen mellom paritet og risiko for CRC er ikke fullt ut forstått. Men til dags dato har noen biologiske bevis foreslått at det er en sammenheng mellom paritet og CRC risiko. Østrogener, som vanligvis holdes at redusert transittiden og økt tarm motilitet redusere risiko ved å minimalisere kontakt mellom lumen karsinogener og kolonepitelet, eller ved å begrense muligheten for aktivering av procarcinogens av epiteliale metabolske enzymer, er 10 ganger høyere på grunn av føtal-placenta bidrag i løpet av svangerskapet [46]. Videre østrogen ble også foreslått å være involvert i reduksjon av sekundære gallesyreproduksjon, sirkulerende IGF-I, og inhibering av celleproliferasjon av kolorektale tumorer ved å bindes til østrogenreseptoren. På den annen side, er hyperinsulinemi en human CRC promotor basert på bevis på at insulin er et kolon epitelial celle mitogen in vitro, og insulin levert via injeksjon ble vist nylig for å øke forekomsten av azoxymethane initiert colontumorer hos rotter [47], [ ,,,0],48]. Og graviditet forstyrrer karbohydratmetabolismen som fører til nedsatt glukosetoleranse og øket sekresjon av insulin [46]. Selv om DM allerede har vurdert som et risikofaktorer for CRC [49], begrenset antall av de inkluderte studiene [13], [14] justert den i sin multivariat modell. Selv om resultatet av meta-regresjon av kategori og dose-responsanalyse ikke foreslå om justere DM er ikke kilden til heterogenitet, videre studier med justering for mer konfunderende faktorer, inkludert DM er nødvendig (Tabell 2, 3 og 4).
i lagdelt analyse av det geografiske beliggenhet, selv om resultatene av meta-regresjon fant ingen signifikant forskjell mellom undergruppene, sammendraget RR av Asia var litt forskjellig fra Amerika og Europa ikke bare i stadig paritet men i analyse av paritets tall (tabell 2 og 3). En slik forskjell kan tilskrives den forskjellige prosentandelen av førstegangsfødende populasjoner i Asia enn det som finnes i USA og Europa. Akhter et al [20] rapporterte at om lag 6% ikke-tilfeller ikke gir en levende fødsel i en kohort studie av 48,511 kvinner utført i Japan, mens to prospektive studier utført i USA [13] og Europa [14] rapporterte nesten 15% og 20,6% førstegangsfødende populasjoner i 212,148 og 335,924 ikke-saker, henholdsvis. Tilsvarende forskjeller ble også observert da vi sammenlignet den høyeste versus det laveste antallet paritet (tabell 3). Men når de ikke-saker eller årsverk ble vurdert i dose-responsanalyse av paritet nummer, ble forskjellen svekket (tabell 4).
Vår studie har flere sterke sider. Fordi kvantitativ vurdering var basert på prospektive studier, og dermed våre funn er neppe forklares med recall bias og utvalgsskjevhet. Vi har også gjennomført følsomhet og stratifiserte analyser for å undersøke om noen bestemt studie forklarte resultatene og utforske heterogenitet, men funnene var som regel lik. I tillegg var det ingen tegn på betydelig heterogenitet mellom undergrupper med meta-regresjonsanalyser. Selv om La Vecchia et al [50] har allerede gjennom publisert observasjonsstudier (inkludert 15 kasus-kontrollstudier, to kohortstudier og en kreftregisterbasert studie fra syv forskjellige land) som fokuserte på sammenhengen mellom paritet og CRC risiko, resultatene av alle inkluderte studiene ble bare vist i sin studie. Sammenlignet La Vecchia et al [50], denne meta-analysen første omfattende og kvantitativt vurdert denne foreningen oppdatert og gitt mer detaljert informasjon. Flere begrensninger også bør tas opp. Først denne meta-analysen omfatter 11 gode design prospektive studier, men muligheten for at den observerte sammenhengen mellom paritet og CRC risiko skyldtes unmeasured eller rest confounding bør vurderes. En rekke faktorer kan forvirre sammenhengen mellom CRC og reproduktive variabler, for eksempel, kroppsmasseindeks, DM, og sosioøkonomisk status. Selv om det lagdelte analyser ble utført mellom disse viktige confounders og risikoforhold og ingen forskjell ble observert av meta-regresjon, flere Resultatene viste border betydning. Vurderer ingen tilgang til rådata fra de inkluderte studiene i denne meta-analysen, og vi kunne ikke fullt ut justere for disse potensielt viktige confounders dermed noen av de uforklarlige mellom-studie heterogenitet kanskje tilskrives forskjeller i statistiske justeringer på tvers av studier og samarbeids sammenslåtte studiene som kan standardisere definisjoner av alle kovarianteffekter kategoriene over studier er hjemlet i fremtiden. For det andre, ikke denne studien gi en høy grad av bevis i stratifiserte analyser av anatomisk CRC stedet og sekundært for tykktarmskreft selv om vi involvert en rekke prospektive studier, gitt mangelen publiserte studier. Derfor bør videre studier evaluere dette emnet i fremtiden. For det tredje, selv om publikasjonen skjevhet kan være et problem i meta-analyser av publiserte studier, fant vi ingen bevis på en slik skjevhet i denne analysen. I tillegg til studiene som ble ekskludert fra dose-responsanalyse av antall paritets neppe har endret resultatene fordi resultatene av høy versus lav paritet nummer var lik når vi gjentok analysene med samme datasettet som i dosen -response analyse.
i konklusjonen, denne meta-analyse fant at det ikke var noen sammenheng mellom stadig paritet og antall paritet og risikoen for CRC, ikke bare i kategoriske og dose-respons-meta-analyser. Mer prospektive studier eller et samarbeids re-analyse av primærdata fra de enkelte studiene er garantert å gi mer detaljerte resultater, inkludert stratifisert resultatene etter anatomisk CRC området, sekundært for tykktarmskreft, eller justering for flere potensielle confounders.
støtte Informasjon
Tabell S1.
Metodisk kvalitet på prospektive studier som inngår i meta-analysen
doi:. 10,1371 /journal.pone.0075279.s001 plakater (DOC)
