Abstract
Studier på familiær aggregering av kreft kan foreslå et samlet bidrag på arvet gener eller et felles miljø i utvikling av ondartet sykdom. Vi utførte en meta-analyse på familiær opphopning av prostatakreft. Ut av 74 studier som rapporterer data om familiær aggregering av prostatakreft i uselekterte populasjoner hentet av et søk i PubMed og surfing referanser, ble 33 uavhengige studier som oppfyller inklusjonskriteriene som brukes i analysen utført med tilfeldig effekt-modell. Den sammenslåtte hastighet ratio (RR) for første-graders familiehistorie, dvs. berørte far eller bror, er 2,48 (95% konfidensintervall: 2,25 til 2,74). Insidensraten for menn som har en bror som fikk prostatakreft øker 3,14 ganger (CI: 2.37-4.15), og for de med berørte far 2,35 ganger (KI: 2,02 til 2,72). Den samlede estimat av RR for to eller flere berørte førstegradsfamiliemedlemmer i forhold til ingen historie i far og bror er 4,39 (KI: 2,61 til 7,39). Første grad familiens historie ser ut til å øke forekomsten av prostatakreft mer hos menn under 65 (RR: 2,87, KI: 2,21 til 3,74), enn hos menn i alderen 65 år og eldre (RR: 1,92, KI: 1,49 til 2,47), p for interaksjon = 0,002. Det skyldes brøkdel blant de som har en berørt første-graders slektning tilsvarer 59,7% (KI: 55,6 til 63,5%) for menn i alle aldre, 65,2% (KI: 57,7 til 71,4%) for menn som er yngre enn 65 år og 47,9% (CI : 37,1 til 56,8%) for menn i alderen 65 år eller eldre. For de med en familie historie i 2 eller flere første-graders familiemedlemmer 77,2% (KI: 65,4 til 85,0%) av forekomsten av prostatakreft kan tilskrives den familiære clustering. Vår samlede anslag viser sterk familiær opphopning og en betydelig effekt-modifisering av alder betyr at familiær aggregering var forbundet med tidligere sykdomsutbruddet (før 65 år)
Citation. Kiciński M, Vangronsveld J, Nawrot TS (2011) en epidemiologisk revurdering av Familiær aggregering av prostatakreft: A Meta-Analysis. PLoS ONE 6 (10): e27130. doi: 10,1371 /journal.pone.0027130
Redaktør: Julian Little, University of Ottawa, Canada
mottatt: 16 januar 2011; Godkjent: 11 oktober 2011; Publisert: 31 oktober 2011
Copyright: © 2011 Kiciński 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:. Studien ble støttet av Scientific Fund FWO (URL: www.fwo.be, Krediet aan navorsors, 1.5.158.09.N.00), og Micha $ Kiciński har en Ph.D. fellesskap av Research Foundation – Flandern (FWO). Finansiører hadde ingen rolle i studiedesign, datainnsamling og analyse, beslutning om å publisere, eller utarbeidelse av manuskriptet
Konkurrerende interesser:.. Forfatterne har erklært at ingen konkurrerende interesser eksisterer
Innledning
Prostatakreft er en av de vanligste kreftformene blant menn i utviklede land [1]. Mye av bevis viser at en familie historie av sykdommen er en viktig risikofaktor [1], [2]. I 2003, tre meta-analyser evaluert økning i risikoen for prostatakreft hos slektninger av berørte menn [3] – [5]. Siden den gang har familiær opphopning blitt vurdert i en rekke nye bestander. Videre er nyere data tilgjengelig fra de store kohorter i Sverige [6] og USA [7]. Vi studerte alle tilgjengelige data opp til september 2010 for å vurdere styrken av prostatakreft familiær aggregering. For å vurdere effekten av en familie historie av prostatakreft på sykdommen forekomsten, vi også estimert tilskrives fraksjoner blant menn med berørte slektninger.
Metoder
Søke
Vi bladde PubMed databasen ved hjelp av søkeordet «(prostatakreft) og (familiens historie) «. Den siste oppdateringen ble utført 21. september 2010. Ut av 801 i utgangspunktet identifiserte artikler, 53 rapporter gitt data om forholdet mellom familiens historie og risiko for prostatakreft i en uselektert populasjon av menn (se figur S1). Case-control studier med utvalgte bestander som saker (eksempel: pasienter som gjennomgår prostatektomi [8], [9]) og kohortstudier med en bestemt kohort (eksempel: røykerne [10]) ble ekskludert for å unngå skjevhet eller heterogenitet på grunn av disse pasientkarakteristika . Ytterligere 21 studierapporter ble funnet gjennom referanser til de identifiserte via PubMed databasen studier.
Utvalg
74 relevante artikler ble kodet. Som kvalitetskontroll, vi vurderte studiedesign, kontroll for alder og måten familiens historie ble konstatert. Kohortstudier og kasus-kontrollstudier rapporterer aldersjusterte anslag eller ved hjelp av alders matchet kontroller ble inkludert. Tverrsnittstudier [11] – [17] ble ekskludert. To studier hvor forsøket på å matche for alder resulterte ikke i samme alder av tilfellene, og kontrollene [18], [19] og en studie der kontrollene ikke var samme alder og aldersjusterte anslag ble ikke rapportert [20] ble ekskludert. I tillegg ble en case-control studie ekskludert [21], fordi ingen av deltakerne rapporterte en familie historie av prostatakreft. Studiet av McCahy et al. [22] ble ikke brukt i hovedanalysen, fordi det ble preget av tydelig utmark resultater (odds ratio for første-graders familiehistorie 17,83). Påvirkningen av utelukkelse av denne studie på estimatene ble vurdert i sensitivitetsanalysen
Fem studier [23] -. [27] ble utelukket, fordi den undersøkte type familiær clustering ikke tilsvarer noen av eksponeringer og referansekategoriene i denne meta-analyse (påvirket førstegradsslektninger, dvs. far og /eller bror (s), versus ikke påvirket far versus ikke påvirket far versus ingen berørte førstegradsslektninger, påvirket bror (s) versus ikke påvirket bror (er) versus ingen berørte førstegrads-slektninger, påvirket første eller andre-graders slektning (er) versus ikke, to eller flere berørte førstegradsslektninger versus ingen historie i førstegradsslektninger). To artikler [28], [29] ble ekskludert på grunn av manglende definisjon av «familiehistorie».
Duplikasjoner i studiepopulasjoner ble unngått slik at hvert samlet anslag var basert på uavhengige studier. Ved en overlapping mellom populasjoner fra flere studier med samme design, ble en case-control studie med det største antall deltakere eller den siste kohortstudie inkludert. The case-control studie rapportert av Negri et al. [30] ble foretrukket fremfor Gallus et al. [31] og Randi et al. [32], og Krain, 1974 [33] i løpet av Krain, 1973 [34]. Ut fra mange rapporter basert på det svenske kreft registeret [6], [35] – [45], bare det siste [6] ble anvendt. Tilsvarende de siste funnene ble inkludert fra studiene ved hjelp av Utah befolkningsdatabase [7], [46], [47] og den amerikanske Health Professionals Cohort [48], [49]. Når det var en befolkning overlapp mellom studier med et annet design, kohortstudie [6] ble foretrukket fremfor de case-control studier [50] – [53], og nestet case-control studie [7] i løpet av studiet av West et al. [54]. Et sammendrag av de 25 case-control studier [30], [33], [55] – [77] og 8 kohort-baserte studier [6], [7], [49], [78] – [82] inkluderte i analysen er presentert i tabell 1 og tabell 2.
data~~POS=TRUNC analyse~~POS=HEADCOMP
de samlede anslag ble uttrykt med forholdet mellom forekomst (RR) blant de som utsettes og de som ikke er utsatt for. Fareforhold, oddsratioer fra logistiske regresjonsmodeller, og odds ratio beregnet fra krysstabeller ble antatt å beregne rente forholdstall. Dette tiltaket av foreningen var egnet til å uttrykke de samlede estimater av flere grunner. For det første fareforhold, som kan anslås i kohortstudier og tetthet prøvetaking case-control studier [83], er gyldige estimater av renteforhold [84]. Også odds ratio fra den logistiske regresjonsmodeller fra tetthet prøvetaking case-kontrollstudier kan brukes til å beregne rente forholdstall uten justeringer [85]. Videre skjevhet introdusert ved å estimere frekvensen forholdstall med odds ratio er generelt mindre enn når risikoforholdene er beregna ut fra odds ratio [85].
Når bare rådata i en case-control studie med alder-matchet kontroller var tilgjengelig, odds ratio og konfidensintervall ble beregnet ut fra beredskaps tabellen. Ved flere tiltak var tilgjengelig, en justert for flere variabler ble foretrukket. Hvis resultatene er rapportert i lag, ble den faste effekter modell som brukes for å oppnå den samlede estimatet fra studien. I likhet med den forrige meta-analyser på familiær opphopning av prostatakreft [3] – [5], estimatene for menn med berørte far i forhold til menn uten rammet far ble slått sammen med de som er basert på referanse kategorien av menn uten familie historie i første graders familiemedlemmer. Den samme analysen strategi ble søkt om menn med berørte bror (e). Estimatene basert på referanse kategoriene «menn uten berørt brødre «og» menn uten berørte førstegradsslektninger» ble slått sammen i en analyse.
For å vurdere konsekvensene for folkehelsen av våre funn, vi anslo tilskrives fraksjoner blant de med en familie historie av prostatakreft [86]. Tiltaket ble definert som andelen av sykdommen forekomsten tilskrives eksponeringen. Det skyldes brøkdel blant de som utsettes kan uttrykkes som: AF
E = (
RR
-1) /
RR product: [84]. Vi estimerte AF
E ved å plugge i våre estimater av renteforholdene i ligningen, som ofte blir referert til som Mantel-Haenszel tilnærming [87]. Tilliten grensene ble oppnådd ved bruk av Wald metoden [88], med standardavvikene estimert av Monte Carlo simulering [89].
Estimatene fra de enkelte studiene ble kombinert på stokken skala. Cochran Q-statistikken viste tegn på heterogenitet større enn forventet ved prøvetaking variansen alene. Derfor brukte vi den tilfeldige effekter modell for å oppnå de kombinerte estimater. For hver kombinert estimat trakten tomten, dvs. en tomt på effekter estimater versus deres standard feil, ble visuelt undersøkt og Egger er asymmetri test [90] ble brukt for å vurdere tilstedeværelsen av en publikasjonsskjevhet. En meta-regresjon ble utført for å undersøke effekten av studiedesign (kumulativ sampling case-control versus andre), etnisitet (kaukasisk versus andre), land (USA versus andre) og årstall på hastigheten ratio for første-graders familiehistorie . Effekten av etnisitet på den kombinerte anslaget ble beregnet ved hjelp av blandede effekter modell. For å evaluere effekten av å bruke odds ratio fra de kumulative-sampling case-kontrollstudier som anslag av hastigheten forholdet, vi også beregnet hastigheten ratio for første-graders familiehistorie med kun de kumulative-sampling case-kontrollstudier og sammenlignet den med rate ratio basert bare på tetthets prøvetaking case-kontrollstudier. Følsomhet av funnene ble undersøkt ved omregning av de sammenslåtte foreningen størrelser etter utelukkelse av studier én etter én. Som alle studier som rapporterer familiær aggregering for menn under 65 år også gitt data for aldersgruppen 65 år og eldre, ble paret t-test brukes for å vurdere betydningen av forskjellen. Analysen ble gjennomført i SAS (versjon 9.2, Cary, NC, USA). Den rmeta pakke med R-programvaren (versjon 2.11.1) ble brukt til tomter.
Resultater
Samlede anslag
Den sammenslåtte sats ratio for menn med første-graders familiehistorie, dvs. påvirkes far eller /og bror (s), var basert på 19 case-control [30], [57] – [60], [62] – [68], [70] – [72], [ ,,,0],74] – [77], 3 nested case-control [7], [80], [82] og 4 kohortstudier [6], [49], [78], [81]. 18 uavhengige studier [6], [30], [49], [55] – [57], [60], [61], [63] – [66], [70], [71], [73] , [75], [78], [81] gitt data for menn med historie av prostatakreft i far og 16 [6], [30], [49], [57], [61], [63] – [ ,,,0],66], [70], [71], [73], [75], [78], [79], [81] for menn med historie av prostatakreft i en bror (er). Den kombinerte estimat for historie for prostatakreft hos en annengrads relativ var basert på 5 studier [7], [58], [64], [66], [70]. Syv studier [6], [57], [62], [63], [66], [71], [76] ble brukt til å estimere hastigheten forholdet for 2 eller flere påvirkede første-grads familiemedlemmer. Fem studier [6], [49], [63], [65], [71] gitt data for de ulike aldersgruppene.
De samlede renteforhold og tilsvarende kan tilskrives fraksjoner blant de som utsettes er rapportert i Tabell 3. sats forholdstall for firstdegree familiehistorie, dvs. berørte far og /eller bror (er) (figur 1), påvirket far (figur 2), og påvirket bror (er) (figur 3) var større enn 2, med konfidensnivå 95%. De estimerte verdiene ratio for to eller flere berørte førstegradsslektninger tangert 4,39 (95% konfidensintervall: 2,61 til 7,39). Satsen ratio for første-graders familiehistorie var signifikant høyere for menn som er yngre enn 65 år, enn for menn i alderen 65 år eller eldre, p = 0,002.
Beregninger fra case-kontrollstudier presenteres på toppen. De er atskilt fra estimatene fra kohortstudier baserte studier med et linjeskift.
Beregninger fra case-kontrollstudier er presentert på toppen. De er atskilt fra estimatene fra kohortstudier med et linjeskift.
Beregninger fra case-kontrollstudier presenteres på toppen. De er atskilt fra estimatene fra kohortstudier med et linjeskift.
59,7% av forekomsten av prostatakreft hos menn med en berørt første-graders slektning kunne tilskrives denne risikoen faktor (KI: 55,6 til 63,5%). Når to eller flere første-graders familiemedlemmer ble berørt, tilskrives brøkdel tangert 77,2% (KI: 65,4 til 85,0%). For menn som er yngre enn 65, estimert tilskrives brøkdel tangert 65,2% (KI: 57,7% -71,4%) og for menn 65 år eller eldre 47,9% (KI: 37,1 til 56,8%).
publiseringsskjevheter og sensitivitetsanalyse
resultatene fra Egger test for første-graders familiehistorie (p = 0,99), påvirket far (p = 0,86), påvirket bror (er) (p = 0,33), og påvirket andre-graders slektning ( p = 0,06) indikerer ikke en publikasjonsskjevhet. Trakten tomten for første-graders familiens historie antyder en mulig publikasjonsskjevhet (se figur 4). Spesielt satsen forholdet for studiet av Suzuki et al. [75], en relativt liten studie, er den desidert største fra alle studiene som inngår i analysen. Sensitivitetsanalysen viste at verken en beslutning om å inkludere denne studien, og heller ikke noen andre flyttet estimat på sats ratio for første-graders familiehistorie eller berørte far mer enn 0,1. Analyse utført uten undersøkelsen av Chen et al. [49] ga hastigheten ratio for påvirket bror (s) 0,18 større enn anslaget basert på alle studier. Eksklusiv ingen av de andre studiene førte til en endring av mer enn 0,12.
Studiet av Suzuki et al., Noe som kan være gjenstand for publikasjonsskjevhet, merkes med en firkant.
den kombinerte anslag for menn i alderen 65 år eller eldre ble ikke endret med mer enn 0,1, når en av studiene ble det basert på ble ekskludert. For aldersgruppen av menn som er yngre enn 65, økte 2,87 til 3,38 når studie av Chen et al. [49] ble ikke inkludert, som var den største endringen av anslaget når en av studiene det var basert på ble ekskludert. Resten av anslagene som syntes å være mer følsom for endringer i den prøve av studiene. Studiene av Magura et al. [64] og Kerber et al. [7] hadde størst effekt på estimat av prisen ratio for berørte annengrads familiemedlemmer. Eksklusive dem endret estimatet 2,52 til 2,08 og 3,29 kroner. Ikke inkludert studie av Staples et al. [71] i prøven som brukes til å beregne hastigheten ratio for to eller flere berørte førstegradsslektninger førte til en reduksjon av estimatet 4,39 til 3,89, og ikke bruke studie av Lesko et al. [63] til en økning til 4,96, som var de største endringene i anslaget når en av studiene ble det var basert på ble utelukket. Inkludert studie av McCahy et al. [22] vil ikke endre noen av de samlede anslag med mer enn 0,1.
meta-regresjon viste at verken studiedesign, country, eller årstall hadde en betydelig innflytelse på den samlede anslag for første- gradsslektninger (p = 0,40 for studiedesign, p = 0,08 for landet, og p = 0,29 for publisering år). Den estimerte multiplikativ effekt av etnisitet på hastigheten ratio utgjorde 1,04 (KI: 0,83 til 1,30). De estimerte verdiene ratio utgjorde 2,50 for kaukasiske populasjoner og 2,41 for andre bestander. Denne forskjellen var ikke signifikant, p = 0,75. De estimerte verdiene grad basert bare på de kumulative-sampling case-kontrollstudier og bare på tetthet-sampling case kontrollstudier tangert 2,61 (KI: 02.25 til 03.02) og 2,44 (KI: 2,08 til 2,87). Henholdsvis
diskusjon
Vi identifiserte 74 artikler som omhandlet informasjon om sammenhengen mellom familiens historie og prostatakreft fra studier gjennomført i 16 land i Nord-Amerika, Europa, Asia og Australia. De identifiserte studiene varierte når det gjelder studiedesign, analyse, ble veien slektshistorie påvises, den undersøkte type gruppering, og referansekategorien som de pleide. 25 case-control studier og 8 kohort-baserte studier med ikke-overlappende populasjoner fra 8 land og 4 kontinenter oppfylte inklusjonskriteriene og rapporterte data om de vurderte typer clustering. Ifølge våre estimater, nesten 60% av forekomsten av prostatakreft blant menn med første-graders familiens historie kan tilskrives denne risikofaktoren.
sensitivitetsanalyse viste at de enkelte studieresultatene hadde en liten innflytelse på den samlede estimater av hastigheten ratio for første-graders familiehistorie, påvirket bror (r), og påvirket far. Resultatene for de berørte annengrads slektninger og til 2 eller flere påvirkede første-grads familiemedlemmer, som er basert på et lite antall studier, er mer følsomme for endringer i den prøve av studiene benyttet i analysen og derfor bør behandles med forsiktighet. Meta-regresjon og likheten mellom de samlede anslag basert bare på de kumulative-sampling case-kontrollstudier og bare på tetthet-sampling case-control studier antydet at bruk av odds ratio fra kumulative-sampling case-kontrollstudier som anslag av prisfordelingen var ikke vesentlig skjevhet våre estimater.
Vi gjorde ikke forsøk på å identifisere upubliserte studier. Imidlertid er verken visuell undersøkelse eller de statistiske prosedyrer antydet at publikasjonsskjevhet kan ha en viktig effekt på estimatene. Med unntak av studie av Glover et al. [58], studiene inkludert i analysen ble gjennomført i utviklede land, de fleste av dem i USA. Vår analyse indikerer ikke at en forskjell i styrken av familiær opphopning mellom USA og andre land eksisterer. Men generalisere resultatene til menn som ikke bor i utviklede land kan være upassende. Befolkningen i de fleste av de vurderte studiene var kaukasisk. Men meta-regresjon viste at effekten av etnisitet på hastigheten ratio for første-graders familiehistorie var liten og ikke signifikant. Dette funnet tyder på at styrken på sammenhengen mellom familiens historie og prostatakreft for kaukasiske menn er lik som i andre populasjoner.
Hvor mye bevis på sammenhengen mellom familiens historie og prostatakreft som var tilgjengelig i vår studie var mye større, enn i forrige meta-analyse. Siden 2003 har den styrken av foreningene blitt undersøkt i en rekke nye bestander og en nyere data har blitt rapportert fra det svenske kreftregisteret og befolkningsdatabase Utah. Dette gjorde det mulig å bruke strenge kriterier inklusjons- og samtidig beholde et betydelig antall undersøkelser. I motsetning til de tidligere arbeider har en rekke tiltak treffes for å forbedre kvaliteten av analysen. For å unngå en mulig skjevhet forårsaket av confounders Undersøkelser blant spesifikke populasjoner som røykerne [10] ble ekskludert. Som henviser til prostataundersøkelse kan forekomme oftere blant menn med prostatakreft familiens historie, tverrsnittsdata samlet inn blant menn henvist til undersøkelse av lege [11], [12], [14] ble ikke brukt. Homogenitet av studiene ble sikret ved å ta med bare de studier der familiehistorie ble definert, og svarende til en av de undersøkte typer av gruppering. Til slutt, som pooling av studiene nødvendig forutsetning om uavhengighet, lapper i studiepopulasjoner ble unngått
Resultatene bekrefter konklusjonene som er gjort i de tidligere meta-analyser [3] -. [5] og støtte American Cancer samfunn retningslinjer. Vi observerte mer enn en to-fold økning i forekomsten av sykdommen for alle de undersøkte typer familiær opphopning, noe som betyr at over 50% av prostata krefttilfeller blant menn med en viss type av familiens historie kan henføres til familiær opphopning av sykdommen. Å ha en bror med prostatakreft ser ut til å være forbundet med en større økning i forekomsten enn å være en sønn av en far med prostatakreft. Forekomsten øker med antall berørte familiemedlemmer. Familiehistorie ser ut til å øke forekomsten av prostatakreft for menn som er yngre enn 65 mer enn for menn i alderen 65 år og eldre, noe som tyder på den relative betydningen av genetiske faktorer og /eller delt miljø og /eller mat faktorer i en tidlig debut av prostata kreft. I tråd med våre konklusjoner, American Cancer Society (ACS) anbefaler at menn i gjennomsnitt risiko bør tilbys testing begynner i en alder av 50, og at menn med økt risiko for prostatakreft, som for eksempel de med en historie av sykdommen i en far eller bror i ung alder, bør begynne testing med både prostata spesifikt antigen blodprøve og digital rektal undersøkelse i en alder av 45, eller enda yngre hvis de har flere slektninger med sykdommen.
Hjelpemiddel Informasjon
Figur S1.
Flyt av inkluderte studier
doi:. 10,1371 /journal.pone.0027130.s001 plakater (DOC)
