Abstract
Tobakksrøyking, betel pund tygging og drikking av alkohol er muntlig kreft risikofaktorer. Observasjonsstudier enstemmig rapporterer at oral kreftrisiko i smoking-drikking-tygg utsatt fagene er usedvanlig høy. Men ingen av dem vurdert de fraksjoner av denne risikoen kan henføres til de tre individuelle risikofaktorer og til å røyke-drikking-tygging interaksjon. Denne studien søkt å vurdere omfanget av røyking-drikking-tygging interaksjon effekt på kreft i munnhulen. En meta-analyse av observasjons Sør-østasiatiske studier som rapporterte orale kreft odds ratio (ORS) stratifisert for røyking-drikking-tygg eksponeringer ble utført. De sammenslåtte ORS ble estimert og kontrollert for kvalitet, heterogenitet, publikasjonsskjevhet og inklusjonskriterier. Røyking-drikking-tygging interaksjonseffekten ble beregnet ved hjelp av den samlede Relativ overskytende risiko på grunn av interaksjon (RERI, økte risikoen i smoking-drikking-tygg utsatte individer med hensyn til risiko forventet fra tillegg av de tre individuelle risikoen ved røyking, drikking og tygge). Fjorten studier ble inkludert med lav mellom-studie heterogenitet. De sammenslåtte Ors for røyking, drikking, tygging, røyking-drikking-tygging, var henholdsvis 3,6 (95% konfidensintervall -95% KI, 1,9 til 7,0), 2,2 (95% KI, 1,6 til 3,0), 7,9 (95% KI , 06.07 til 09.03), 40,1 (95% CI, 35,1 til 45,8). Den sammenslåtte RERI var 28,4 (95% CI, 22,9 til 33,7). Blant smoking-drikking-tygging fag, utgjorde de enkelte effekter for 6,7% (røyking), 3,1% (drikking), 17,7% (tygging) av risikoen, mens interaksjonseffektene sto for de resterende 72,6%. Disse dataene antyder at 44,200 muntlige krefttilfeller i Sør-Øst Asia årlig forekommer blant røyke-drikking-tygge utsatt fag og 40 400 av disse er utelukkende knyttet til samspillet effekt. Effektiv oral cancer kontroll politikk må vurdere samtidig tobakksrøyking, alkohol drikking, betel quid tygge bruksområder som en unik usunn livsstil
Citation. Petti S, Masood M, Scully C (2013) omfanget av tobakksrøyking-Betel Quid Chewing-Alkohol Drinking Interaksjon Effekt på Oral Cancer i Sør-Øst Asia. En meta-analyse av observasjonsstudier. PLoS ONE 8 (11): e78999. doi: 10,1371 /journal.pone.0078999
Redaktør: Xiaoping Miao, MOE Key Laboratory for miljø og helse, School of Public Health, Tongji Medical College, Huazhong University of Science and Technology, Kina
mottatt: 05.08.2013; Godkjent: 22 september 2013; Publisert: 18.11.2013
Copyright: © 2013 Petti 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
i Sør-Øst Asia, er kreft i munnhulen nest hyppigste formen for kreft og den nest hyppigste dødsårsaken av kreft blant menn. En tredjedel av globale saker og halvparten av dødsfall fra kreft i munnhulen oppstår i denne regionen [1]. Disse høy forekomst og dødelighet skyldes livsstil risikofaktorer som tobakksrøyking, betel pund tygging og alkohol drikker [2] – [5], som er vanlig i denne regionen, så vel som til genetiske og smittsomme faktorer [6] – [8]. Tobakksbruk er utbredt i Sør-Øst Asia og mannlige andelen røykere er registrert nær 50% i de fleste land, men selve tobakksrøyking hastigheten er trolig høyere, på grunn av sigarettsmugling og til ulike uregistrerte former for tobakksforbruket modaliteter, for eksempel bidi , kreteks, sulpa, chilum, hookli og vannrørledninger, noe som kan forklare mer enn halvparten av den totale mengden av røkt tobakk [9], [10]. Betel pund /areca mutter tygde er utbredt med tygge priser så høyt som 30-40% blant voksne. Det er et stort spekter av råvarer og forbruksmønstre. For eksempel er areca mutter utarbeidet som grønn umoden, gjæret, kokt, sukret, mens betel blader og /eller blomsterstand kan brukes. I tillegg kan det være forskjellige andre bestanddeler, slik som tobakk, krydder, søtningsmidler, kalk og catechu [11], [12]. Alkohol drikking er også utbredt i Sør-Øst Asia og drikke prisene er høyere enn de tallene som ble oppgitt av den nasjonale statistikken [13], på grunn av det uregistrerte alkoholholdige drikke produksjon, som omfatter hjem brygging, ulovlig produksjon, alkohol importert ulovlig og smugling. Lokale produkter, som for eksempel arak, toddy, oou er bangla gal jevnlig forbrukes av voksne og til og med ungdom, for det meste menn, og voksne drikker priser så høyt som 50% er rapportert [14], [15].
oral kreftpasienter fra Sør-Øst Asia er derfor ofte utsatt for en eller flere av disse livsstil risikofaktorer [16], og overraskende, er oral kreftrisiko ekstremt høy i smoking-drikking-betel pund tygge individer, som nevnt av Notani i 1988, som rapporterte at i multi-eksponerte individer oral kreftrisiko var femti ganger høyere enn i ueksponerte personer [17]. Mange observasjonsstudier har bekreftet dette første observasjon (gjennomgått av IARC i [3], [18]).
Den muntlige kreftrisiko hos personer utsatt for røyking, drikking og betel pund tygging er ofte høyere enn summen av de enkelte risikoen ved røyking, drikking og betel pund tygge. En slik tilleggsrisiko på grunn av samtidig eksponering kalles samspillet eller felles effekt. Et eksempel på en interaksjon effekt på kreft i munnhulen er samtidig eksponering for røyking og drikking. Ifølge en stor case-control studie fra Brasil, den første som har gjort en justering for konfunderende og for samhandling, tre fjerdedeler av den samlede oral kreftrisiko i multi-eksponerte individer skyldes en felles effekt og bare ett kvartal skyldes summen av de uavhengige effekten av røyking og drikking [19]. To multisenterstudier, nemlig den internasjonale hode og nakke kreft epidemiologi (INHANCE) og alkoholrelaterte Kreft og genetisk mottakelighet i Europa (ARCAGE) rapporterte at røyke-drikking samspillet var i seg ansvarlig for 40% av muntlige krefttilfeller [20], [21]. Endelig en meta-analyse av observasjonsstudier anslått at samspillet effekten var ansvarlig for mer enn halvparten av de samlede tilfeller av kreft i munnhulen [22].
Den hypotetiske samspillet effekten av røyking, drikking og betel pund tygge på kreft i munnhulen er aldri blitt anslått, men. Derfor er målet med dagens meta-analyse av observasjonsstudier var å utforske og vurdere samspillet effekten av tobakksrøyking, alkohol drikking og Betel pund tygge på munnhulekreft risiko i Sør-Øst-asiatiske land, der samtidig eksponering for disse risikofaktorene er utbredt.
Metoder
Et litteratursøk, begrenset til tidsintervallet 1988-2013, ble gjort av de tre forfatterne uavhengig. De samsvarende begrepene var: (1) Oral kreft, munn kreft, hode og nakke kreft, øvre aero-fordøyelseskanalen kreft; (2) Betel, areca, paan masala, Gutkha, tygge * tygge; (3) Alkohol, drikke, drikke *, alkoholholdig drikke, etanol; (4) Tobakk, sigarett, bidi, røyk, Smok *, røyking.
Databaser brukt var Medline, gjennom PubMed (C.S.) og Ovid (M.M.), og Scopus (S.P.). . Andre studier ble lokalisert ved hjelp av referanselister identifiserte studier og Google Scholar
Kvalifiserte observasjonsstudier viste følgende egenskaper: (1) Fag var voksne fra Sør-Øst Asia. Studier av innvandrere fra disse landene til vestlige land ble ikke ansett men siden fag kan ha endret sin livsstil i sin nye sammenheng; (2) Case pasienter ble berørt av plateepitelkarsinom i munn og /eller oro-pharynx (internasjonale statistiske klassifikasjonen av sykdommer og beslektede helseproblemer, 10
th versjonen, ICD-10, koder C00-C06, C09, C10) bekreftet klinisk og histologisk. Studier som gjorde ingen diskriminering mellom oral /oro-svelget kreft og kreft i store spyttkjertler, svelg, spiserør og strupehode ble ikke vurdert; (3) Kontroll pasienter kan bli påvirket av kontroll sykdommer, men ble ikke påvirket av andre former for kreft eller muntlig potensielt ondartede lidelser, for eksempel erythroplaki eller leukoplaki. Kontrollene kan velges enten fra samme sykehus hvor sakene ble valgt, eller fra de underliggende studiepopulasjoner. Studier som brukte populasjonsbaserte kontroller hentet fra andre studier ble ikke vurdert, da de kan bli utsatt for informasjon skjevhet på grunn av ulike metoder som brukes for å vurdere pasientenes eksponeringer [23]; (4) Engasjementer ble vurdert ved hjelp historie /anamnese /spørreskjema ved diagnosetidspunktet. Utsatte fag var daglige brukere i minst fem år uansett nivå av forbruket. Sporadiske brukere, tidligere brukere, eller daglige brukere eksponert for mindre enn fem år ble ikke ansett for metaanalysen.
Denne studien søk ga et stort antall studier, få relevant for formålet med den foreliggende analyse. Derfor ble en foreløpig liste over potensielle primærstudier gjort på grunnlag av informasjon fra titler og sammendrag. Hele teksten for de resterende studiene ble oppnådd og de med de nevnte egenskapene som i tillegg gitt antall saker og kontroller stratifisert for alle de ulike smoking-drikking-betel pund tygge eksponeringskategorier, ble valgt. Disse kategoriene var, ikke-røyking /ikke-drikking /betel quid ikke-tygging fag (ueksponerte), røyking /ikke-drikking /betel quid ikke-tygging fag (SM), ikke-røyking /drikking /betel quid ikke-tygging fag (DR), ikke-røyking /ikke-drikking /betel pund tygge fag (BQ), røyking /drikking /betel pund non-tygging fag (SM /DR), røyking /ikke-drikking /betel pund tygge fag (SM /BQ ), ikke-røyking /drikking /betel pund tygge fag (DR /BQ), og røyking /drikking /betel pund tygge fag (SM /DR /BQ). Tilsvarende forfatterne av studier som oppfylte inklusjonskriteriene, men ikke gi antall saker og kontroller stratifisert for alle de ulike SM /DR /BQ eksponeringskategorier ble kontaktet via e-post for å få disse dataene. Etter denne prosessen, til listen over primærstudier med i dag meta-analyse ble satt gjennom diskusjoner og godkjent av alle forfattere.
Data ble hentet av de tre uavhengig av hverandre, ble resultatene sammenlignet og forskjellene forsonet gjennom diskusjoner. Den muntlige kreft odds ratio (ORS) med 95% konfidensintervall (95% CIS) for hver eksponering kategorien ble vurdert.
Primær studiekvaliteten ble vurdert av de tre leserne på grunnlag av studiedesign (for eksempel, adequateness, konsistens av diagnoser, etc.), noe som gir poengsum 1,0 til høykvalitets studier, 0,5 til moderat kvalitet studier, 0,25 til lav kvalitet studier. Det må forventes at alle brukte for dagens analyse studiene fikk poengsum 0,5, derfor denne kvaliteten Poengsummen ble ikke brukt fordi det ikke endrer de samlede risikoestimater [24].
eksponeringer ble behandlet dichotomously, det vil si noensinne (rutine) bruk vs. aldri, unntatt sporadisk og tidligere bruk. En slik eksponering kategorisering økt påliteligheten av de samlede risikoestimater, selv om det ikke samtykke til å gjøre noen forskjell mellom ulike former for eksponering, for eksempel type produkt, forbruksmønster, etc. [25], [26].
Publisering skjevhet ble undersøkt for hver eksponering kategori separat fordi det ble antatt at graden av denne formen for skjevhet kan være forskjellig mellom de ulike SM /DR /BQ eksponeringskategorier. Faktisk, noen av disse kategoriene inkluderte bare noen få fag, og følgelig oral cancer ORS i disse kategoriene var mindre pålitelige enn de risikoestimater i de resterende eksponeringskategorier. En visuell foreløpig undersøkelse ble gjort ved hjelp av trakt tomter, med ln (OR) i
x
-aksen og presisjon, det vil si 1 /[standard feil ln (OR)] i
y
-aksen. En asymmetrisk tomten var forenlig med høyt nivå av publikasjonsskjevhet. Formell korreksjon for publikasjonsskjevhet ble gjort blant annet i settet av primærstudiene én eller flere mangler studier, som ble identifisert ved hjelp av R
0 metode. Trakten tomten ble trukket etter inkludering av manglende studier og sammenlignet med tomten trukket uten mangler studier for å se om symmetri ble forbedret [27] -. [29]
De samlede oral cancer ORS (Pors) ble estimert for hver eksponering kategori. Den benyttes for bestemmelse metoden ble valgt på grunnlag av nivået av mellom-studie heterogenitet. Heterogenitet ble beregnet med Cochran Q, en χ
2 test med (k-1) frihetsgrader, der k er antall primærstudier. For Q≤ (k-1) graden av heterogenitet var lavt nok og den faste-effekter metode ble anvendt, med den inverse av variansen av ln (OR) som studium vekt. For Q (k-1) graden av heterogenitet var høy og kreves bruk av den mer konservative tilfeldig effekt-metoden [24]
Sensitivitetsanalyse for å studere inkludering ble utført [30] for å undersøke hvorvidt den. sammenslått OR estimatene ble overdrevet påvirket av en enkelt studie. For hver kategori eksponering, ble bidraget fra hver studie til den samlede vekten målt som en prosent av totalvekten. Studier som ga vekter ≥20% var sannsynlig å utøve en stor innflytelse på de samlede risikoestimater, og derfor ble ekskludert etter tur. POR ble gjen beregnet og sammenlignet med den generelle Por. Dersom 95% CI’er av de to Pors ikke overlapper, ble den samlede risikoestimat for at eksponering kategorien regnes som ikke er robust nok [24].
Det grunnleggende formål med den foreliggende meta-analysen var å undersøke SM /DR /BQ interaksjon effekt på kreft i munnhulen. Derfor, hvis den Por i denne multi-eksponering kategori var større enn summen av Pors av SM, DR, BQ, interaksjon på et additiv målestokk, også kjent som avvik fra additivitet, var til stede. Interaksjon med en multiplikativ skala, eller avgang fra multiplicativity, kan oppstå hvis SM /DR /BQ Por var større enn Pors for SM, DR og BQ multiplisert med hverandre. Avgang fra additivity utelukker ikke avgang fra multiplicativity, avgang fra multiplicativity inkluderer avreise fra additivity, ikke mangel på avgang fra multiplicativity ikke utelukke avvik fra additivity [31]. Derfor, for å fastslå om en interaksjonseffekt av noe slag var til stede, ble det vurdert på additiv skala.
Vurderingen av samspillet effekt ved hjelp av risikoestimater, for eksempel OR eller relativ risiko (RR), er basert på konseptet av relativ overflødig Risk (RER), som er det overskytende risiko hos personer som er utsatt for en gitt risikofaktor i forhold til risikoen i ueksponerte individer (derfor RER
ueksponert = 0), med formelen: derfor i tilfelle eksakt additivity og ingen interaksjon: Eller erstatte (OR – 1) til RER: og deretter, hvis det var avvik fra additivity og interaksjonseffekt, RER
SM /DR /BQ var større enn summen av av de enkelte rers [32]: og så husket «RER = OR – 1», er forskjellen mellom de to sider av ligningen kalles relativ overskytende risiko på grunn av interaksjon (RERI) og kan tolkes som det overskytende risiko i SM /DR /BQ utsatt individer med hensyn til den risiko som forventes fra summen av de tre enkeltrisikoer. Den RERI formelen er derfor: Hvis således RERI
SM /DR /BQ = 0 der var nøyaktig additivitet og ingen interaksjon, hvis RERI
SM /DR /BQ 0, var det interaksjon
Selv RERI er ikke den eneste måten å anslå omfanget av samspillet effekt (det finnes andre tiltak, som for eksempel tilskrives Andel grunn interaksjon -API, og Synergy Index -S), ble det valgt, da det ble ansett den mest forståelige og pålitelig metode. Faktisk, bruk av tilskrives proporsjoner i multifaktorielle modeller, fører ofte til en sum av mengdeforhold som er høyere enn 100%, noe som kan virke overraskende og vanskelig å tolke for lesere som ikke er ekspert i epidemiologi [33], mens S er vanligvis statistisk mer ustabil enn RERI og API, når det er estimert ved hjelp av ORS stedet for RR [34].
Et stort problem med RERI og andre formelle tiltak for interaksjon er vurderingen av konfidensintervall. Når RERI 0 det er bevis for interaksjon i prøven som undersøkes, og dermed gjøre CI vurderings unødvendig, men dersom analysen søker å lage en RERI anslag som kan bli utvidet utenfor rammen av studien, blir 95% CI vurdering obligatorisk. Det er flere muligheter for å beregne 95% CI [35], metoden med den beste ytelsen i simuleringsstudier, som ikke krever logistisk regresjonsanalyse -og er derfor aktuelt for meta-analyser, er basert på to av fire tabeller for to risikofaktorer [36], og, for forlengelse, to-by-fem bord for tre risikofaktorer. Den gode poeng i denne formelen for å beregne 95% CI av RERI
SM /DR /BQ er at det er Computable med håndholdte kalkulatorer og, veldig viktig, det står for de parvise korrelasjoner mellom ORS. Faktisk, OR
SM /DR /BQ nødvendigvis er korrelert med OR
SM, OR
DR, OR
BQ og disse individuelle ORS nødvendigvis er inter-korrelert, og dermed CI vurdering uten regnskap for disse sammenhenger fører til oppblåst og ofte upålitelige CI estimater. Korrelasjonskoeffisienter ble estimert gjennom variasjoner av ln (POR) s og antall ueksponerte saker og ueksponerte kontroller, hentet fra summen av disse tallene rapportert av primærstudiene. Formelen med tre risiko variabler som benyttes for den foreliggende analyse ble utledet fra den opprinnelige formelen med to variable rapportert av Zou [36]. Ved bruk av samme metode, RERI
SM /DR, RERI
SM /BQ og RERI
DR /BQ ble anslått å vurdere samspilleffekter av de undersøkte risikofaktorer i SM /DR, SM /BQ og DR /BQ kategorier.
Subgruppeanalyser ble planlagt og ble ansett som en type sensitivitetsanalyse. Forskjellene mellom studiene i henhold til alder, kjønn og land, som surrogatmarkør av etnisitet, ble vurdert uformelt, siden forfatterne vanligvis vedtatt ulike fordelingskriterier (for eksempel midler, frekvensfordelinger, etc.). Hvis tydelig mellom-studien forskjeller dukket opp, ble subgruppe analyse utført: studier ble stratifisert etter alder, kjønn og land og RERI
SM /DR /BQ i de ulike undergruppene ble vurdert og sammenlignet. Kovariatene som brukes av hver primærstudie for å justere eller estimater også ble notert og, i tilfelle at studiene var stort sett forskjellig i henhold til deres antall og type, subgruppeanalyse ble utført og studier ble stratifisert for antall /type kovariater brukt.
andelen av muntlige krefttilfeller som årlig forekommer i Sør-Øst Asia utelukkende på grunn av SM /DR /BQ interaksjon ble omtrent anslått. Formelen for vurdering av folke tilskrives Risk fraksjon (PAF), det vil si, ble brukt. Utbredelse av SM /DR /BQ eksponert personer i den generelle voksne befolkningen ble beregnet som vektet gjennomsnitt av data for eksponering fra litteratur som bruker det omvendte av variansen som vekt. Den totale andelen av saker som oppstod blant SM /DR /BQ utsatt fagene ble preliminært vurdert å erstatte «RR – 1» med «OR
SM /DR /BQ – 1″. Andelen tilfeller utelukkende kan henføres til SM /DR /BQ interaksjon ble vurdert å erstatte «RR – 1» med RERI
SM /DR /BQ
statistisk programvare Statview 5.0.1 (SAS® Institute. Inc., NC, USA) ble anvendt for statistiske analyser. Signifikansnivået ble satt til 95%.
Dette papiret følger elgen retningslinjer for rapportering av meta-analyser av observasjonsstudier [37].
Resultater
Eighty-four studier ble vurdert potensielt kvalifisert for inkludering, på grunnlag av titler og sammendrag. Førti-syv av disse ble deretter ekskludert fordi saken definisjon ikke faller innenfor de nåværende inklusjonskriteriene eller eksponeringer mot røyking, drikking og betel pund tygge ble ikke vurdert. Av de resterende studiene ble tjueto ekskludert: i atten av dem, som fokuserte på genetiske faktorer, ble livsstilsvariabler benyttes til OR justeringer, mens fire andre studier stratifisert data ikke ble rapportert og tilsvarende forfatterne ikke klarte å gi dem. Således forble fjorten studier og ble anvendt for meta-analyse (flytskjemaet i tillegg S1, listen i tabell 1) [38] – [51]. ORS for alle eksponeringskategorier ble vurdert ved hjelp av rå data og er vist i vedlegg S2. De punktestimater for orale kreft ORS i SM /DR /BQ kategorien varierte mellom 4,6 (studie 10) og 80,4 (studie 2), og ble den høyeste blant alle de ulike eksponeringskategorier, unntatt studie 5, hvor OR
SM /BQ var noe høyere (48,6 OR
SM /DR /BQ vs. 48,8 OR
SM /BQ).
syv primærstudier hadde blitt utført i India og ytterligere syv i Taiwan (tabell 1), dette balansert fordeling antydet at subgruppeanalyse stratifisert for landet, surrogatmarkør av etnisitet, var obligatorisk. De gjennomsnittlige alder varierte mellom 42 (studie 4) til 59 år (studier 10 og 12). Hannene var alltid stort sett rådende, som strekker seg mellom nesten 60% (studie 10) og 100% (studie 1, 3, 5, 6, 8, 11, 14). Disse tilsvarende alder og kjønnsfordeling antydet at alder /kjønnsbasert subgruppeanalyser var unødvendig. Kovariat-baserte subgruppeanalyse var også unødvendig, fordi noen enkeltstudier ikke rapporterer kovariatene som brukes til å justere ORS (studier 1, 3, 6, 8), mens det for de øvrige studiene de grove ORS ble brukt.
Noen eksponeringskategorier, for eksempel SM og SM /BQ, viste symmetriske trakt tomter og foreslo at publikasjonsskjevhet nivået var lavt (vedlegg S3). Omvendt trakt tomter for andre kategorier, for eksempel BQ og SM /DR /BQ, var tydelig asymmetrisk. I henhold til R
0 metode, BQ, SM /BQ og SM /DR /BQ kategorier kreves en justering. Nærmere bestemt var det to mangler studier, motstykker fra studier 5 og 9, til de BQ kategori; to savnede studier, kolleger av studier 4 og 7, for SM /BQ kategorien; tre mangler studier, kolleger av studier 4, 10, 14, for SM /DR /BQ kategori (data ikke i tabell). De resulterende trakt tomter, avsluttet med manglende studier, var symmetrisk (vedlegg S3).
Cochran Q-verdier var lav i alle eksponeringskategorier, unntatt SM (vedlegg S4), som derfor var den eneste kategorien med høyt nivå av mellom-studie heterogenitet som krevde random-effekt metode for å anslå Pors. I de resterende eksponeringskategorier ble brukt faste-effekter metode. De individuelle muntlige kreft Pors var 3,6 (95% KI, 1,9 til 7,0), 2,2 (95% KI, 1,6 til 3,0) og 7,9 (95% KI, 06.07 til 09.03) for SM, DR og BQ, henholdsvis (tabell 2) . POR
DR /BQ og por
SM /BQ var høyere enn por
SM /DR. POR
SM /DR /BQ var betydelig høyere enn de andre risikoestimater (POR, 40,1, 95% KI, 35,1 til 45,8).
Analysen av studie vekter viste at det var en eller to undersøkelser for hver eksponering kategori har relative vekt som er høyere enn 20%, med unntak av SM kategori hvor alle relative vektene var lavere enn 10%, på grunn av tilfeldig effekt-metode (Vedlegg S5). Sensitivitetsanalyse utført unntatt disse studiene, produsert Por anslår som delvis overlappet de Pors estimerte uten studie eksklusjon og derfor bekreftet robustheten av risikoestimater (vedlegg S6).
Den sammenslåtte RERI
SM /DR /BQ var 28,4 (95% CI, 22,9 til 33,7) og var betydelig høyere enn den samlede RERI
SM /DR, RERI
BR /BQ og RERI
SM /BQ som ikke var signifikant eller marginalt signifikant (Tabell 3). Figur 1 viser komponentene i Relativ Overflødig Risk (RER) i SM /DR /BQ eksponering kategori. RER for ueksponerte fag, referansegruppen, var null. De enkelte effekter av SM, DR og BQ utgjorde 6,7%, 3,1% og 17,7% av den samlede RER
SM /DR /BQ, henholdsvis. Den sammenslåtte SM /DR /BQ felles effekt, det vil si den samlede RERI
SM /DR /BQ, sto for 72,6% av RER
SM /DR /BQ, nesten tre fjerdedeler av det overskytende risiko i denne multi -exposure kategori.
i ueksponerte fagene var det ingen RER (RER
ueksponert = 0), da disse fagene var referansegruppen. RER
SM (i svart) utgjorde 6,7% av RER
SM /DR /BQ. RER
DR (i lys grå) utgjorde 3,1% av RER
SM /DR /BQ. RER
BQ (i hvitt) sto for 17,7% av RER
SM /DR /BQ. SM /DR /BQ interaksjonseffekt, er at den relative overskytende risiko på grunn av interaksjon (RERI) mellom SM, DR og BQ (RERI
SM /DR /BQ, i mørk grå) sto for 72,6% av RER
SM /DR /BQ.
subgruppeanalyse med den primære undersøkelsen sett stratifisert i indiske og taiwanske studier er vist i tabell 4. den sammenslåtte kreft i munnhulen eller estimater var høyere i taiwanske studiene enn i den indiske studier i de tre eksponeringskategorier BQ, SM /BQ og DR /BQ. Men Por
SM /DR /BQ var lik i begge studiegruppene (indiske studier, por 46,1, 95% KI, 38,1 til 55,7, taiwanske studier, por 55,1, 95% KI, 37,0 til 82,3). Disse dataene gitt RERI
SM /DR /BQ estimater på 38,1 og 36,4 for indiske og taiwanske studier henholdsvis, og dermed bekreftende påliteligheten av estimatene i denne meta-analysen. Estimert samlet SM /DR /BQ samspilleffekter utgjorde 84,6% og 67,3% av RER
SM /DR /BQ i India og Taiwan, henholdsvis.
anslag over utbredelsen av SM /DR /BQ utsatt enkeltpersoner i Sør-Øst Asia rapportert av de siste litteraturdata var 6,59% (95% KI, 5,85 til 7,33%) [52] og 9,00% (95% KI, 8,16 til 9,84%) [53]. Den resulterende vektet gjennomsnitt var 7,64%. Derfor er andelen av orale krefttilfeller som årlig forekommer i Sør-Øst Asia og kan henføres til samtidige SM /DR /BQ eksponering 74,92%. Andelen utelukkende knyttet til SM /DR /BQ samspillet var 68,42% (data ikke i tabell).
Diskusjoner
Denne studien forsøkt å unngå publikasjonsskjevhet så hyppig i meta-analyser av observasjonsstudier og typisk for papirer som ikke kommer signifikante sammenhenger mellom risikofaktorer og utfall [24]. For å oppnå dette, ble to fremgangsmåter anvendt for å kontrollere for publikasjonsskjevhet og for å detektere potensielt manglende studier. Det faktum at BQ, SM /BQ og SM /DR /BQ resulterte i tre eksponeringskategorier med en høy grad av publikasjonsskjevhet støttet adequateness av denne protokollen. Faktisk disse eksponeringene er de som er mest typisk sett i Sør-Øst Asia. I Taiwan, for eksempel 17% voksne tygge betel pund, 14% røyker sigaretter og tygge betel pund og 9% røyker sigaretter, tygge betel pund og drikke alkoholholdige drikker [53]. Det er sannsynlig at noen papirer som ikke fant signifikant sammenheng mellom disse typiske atferd og kreft i munnhulen ble aldri publisert eller, hvis de ble publisert, ikke-signifikant sammenheng ble ikke ansett som interessant, og ble ikke vist.
Den nåværende meta-analysen var potensielt emne imidlertid til de former for skjevhet hyppig i kasus-kontrollstudier, dvs. informasjon, husker, intervjuer og utvalgsskjevhet. Informasjon bias er typisk i studier som vurderer eksponeringer fra historien. Faktisk kan tunge brukere under-rapportere sine eksponeringsnivå, mens andre personer kan endre sin livsstil i løpet av sitt liv, ved å øke forbruket nivået gradvis, og starter felles forbruk, eller endre hvilke typer produkter som brukes, eller forbruk frekvens og modalitet etc. [23]. Derfor informasjon om eksponeringen er notorisk upålitelig når klassifisert kvantitativt i henhold til forbruk frekvens og mange års bruk, eller kvalitativt etter type produkter som brukes [54] – [56]. For å forsøke å kontrollere for informasjon skjevhet eksponering mot SM, DR, BQ ble derfor klassifisert i hovedkategorier, nemlig noensinne (rutine) vs. aldri bruk, unntatt tidligere og sporadisk bruk. Dette valget gir mindre spesifikk, men mer pålitelig informasjon, men ble foretrukket til alternativ for å gi mer analytisk, men mindre konsistent informasjon -en tilnærming generelt foretrukket av eksperter i epidemiologi livsstil risikofaktorer [26], [57]. Husker skjevhet kan ha en negativ innvirkning på case-control studier på grunn av systematiske forskjeller mellom saker og kontroller i rapporterings eksponeringer, fordi noen muntlige kreftpasienter kan ha grublet på livsstil som kan ha forårsaket sin tilstand, og dermed overrapportering sine eksponeringer [23 ], men en slik antakelse er ikke begrunnet i denne sammenheng, fordi flertallet av den voksne mannlige befolkningen har et lavt nivå av bevissthet mot atferds muntlig kreft risikofaktorer [58] – [60]. For å kontrollere for seleksjonsskjevhet, en forutsetning for berettigelse av primærstudiene var at forfatterne hadde valgt populasjonsbaserte kontroller (som i studier 5 og 10), eller sykehusbaserte kontroller med emner som ikke ble berørt av muntlige forstadier til kreft, andre sykdommer som fremmes av de risikofaktorene som er under etterforskning, eller andre kreftformer (som i de øvrige studiene inkludert) [23].
En annen potensiell begrensning av denne meta-analysen er at ulike studier kan ha stått for ulike sett av kovariater, og dermed gjør de ulike ELLER anslår makeløs. Oral kreft etiologi er multifaktoriell og mange atferdsmessige, genetiske, miljømessige faktorer, samstemte i sin utvikling og progresjon [61], [62] og det kan også være ukjente faktorer. Dermed er en meta-analyse av observasjonsstudier som står for alle mulige kovariater trolig drivverdige. Subgruppeanalyse er designet for å gjøre rede for mellom-studie forskjeller med hensyn til alder /kjønnsfordeling, etnisitet og kovariater brukt i multivariat analyse. Men en slik analyse var begrenset til bare etnisitet og de samlede SM-DR-BQ felles effekter i indiske studier og i taiwanske studiene var nesten helt overlappende (tabell 4). I tillegg er analysen av mellom-studie heterogenitet viste at de primære studier resulterte homogen (Vedlegg S4), en uvanlig situasjon i meta-analyser av observasjonsstudier [24], sannsynligvis fordi studier ble utført i det samme område. En viktig konsekvens av dette er at, i homogene prøver, den skjulte, ikke-gransket og ukjente faktorer anses som en del av bakgrunnen miljø, som antas å være jevnt fordelt, og kan ses bort fra [23], [32].
<
