Abstract
Mål
Bruk systematiske gjennomgang metoder for å kvantifisere sammenhengen mellom prostatitt og prostatakreft, under både faste og tilfeldige effekter modell.
Evidence Acquisition
Case control studier av prostatakreft med informasjon om prostatitt historie. Alle studier publisert mellom 1990-2012, ble samlet for å beregne en samlet odds ratio. Utvalg kriterier: utvalgskriteriene er som følger: menneskelige case control studier; publisert fra mai 1990 til juli 2012; inneholder antall prostatitt og prostata kreft tilfeller.
Evidence Synthesis
I alt 20 case control studier ble inkludert. En signifikant sammenheng mellom prostatitt og prostatakreft ble funnet under både fast effekt modell (sammenslått OR = 1,50, 95% KI: 1,39 til 1,62), og tilfeldig effekt-modell (OR = 1,64, 95% KI: 1,36 til 1,98). Personlig intervju basert tilfelle kontroll studier viste en høy grad av tilknytning (fast effekt modell: sammenslått OR = 1,59, 95% KI: 1,47 til 1,73, tilfeldige effekter modell: sammenslått OR = 1,87, 95% KI: 1,52 til 2,29), sammenlignet med kliniske baserte studier (fast effekt modell: sammenslått OR = 1,05, 95% KI: 0,86 til 1,28, tilfeldig effekt-modell: sammenslått OR = 0,98, 95% KI: 0,67 til 1,45). I tillegg sammenslåtte ORS, ble beregnet for hvert tiår. I en fast effekt modell: 1990: OR = 1,58, 95% KI: 1,35 til 1,84; 2000-tallet: OR = 1,59, 95% KI: 1,40 til 1,79; 2010-tallet: OR = 1,37, 95% KI: 1,22 til 1,56. I en tilfeldig effekt-modell: 1990: OR = 1,98, 95% KI: 1,08 til 3,62; 2000-tallet: OR = 1,64, 95% CI: 01.23 til 02.19; 2010-tallet: OR = 1,34, 95% KI: 1,03 til 1,73. Til slutt ble det gjennomført en meta-analyse stratifisert etter hvert land. I fast effekt modeller, US-: sammenslått OR = 1,45, 95% KI: 1,34 til 1,57; Kina: sammenslåtte OR = 4,67, 95% CI: 03.08 til 07.07; Cuba: sammenslåtte OR = 1,43, 95% KI: 1,00 til 2,04; Italia: sammenslåtte OR = 0,61, 95% KI: 0,13 til 2,90. I tilfeldig effekt-modell, US-: sammenslått OR = 1,50, 95% KI: 1,25 til 1,80; Kina: sammenslåtte OR = 4,67, 95% CI: 03.08 til 07.07; Cuba: sammenslåtte OR = 1,43, 95% KI: 1,00 til 2,04; Italia: sammenslåtte OR = 0,61, 95% KI: 0.13-2.90.CONCLUSIONS: dagens meta-analysen gir den statistiske bevis på at sammenhengen mellom prostatitt og prostatakreft er betydelig
Citation. Jiang J, Li J , Yunxia Z, Zhu H, Liu J, Pumill C (2013) The Role of Prostatitis i Prostate Cancer: Meta-Analysis. PLoS ONE 8 (12): e85179. doi: 10,1371 /journal.pone.0085179
Redaktør: Georgios Gakis, Eberhard-Karls-universitetet, Tyskland
mottatt: 04.09.2013; Godkjent: 23 november 2013; Publisert: 31.12.2013
Copyright: © 2013 Jiang 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 finansiering eller støtte til rapporten.
Konkurrerende interesser:. Forfatterne har erklært at ingen konkurrerende interesser eksisterer
Innledning
I dag, er til stede i ca 17% av alle krefttilfeller betennelse [1]. Rudolf Virchow var den første til å finne en positiv sammenheng mellom betennelse og kreft i 1863 [2]; finne en høy tetthet av leukocytter i neoplastiske prøver. Etter det, både epidemiologiske og biologiske studier fokusert på funksjon av betennelse for å gi bevis for en forening. Epidemiologiske studier, inkludert case kontroll- og kohortstudier, konkluderte med at betennelsen er sterkt korrelert med flere typer kreft, inkludert tarm, mage, esophageal, etc [3-6]. Biologiske studier gitt bevis for at aktive oksygen og nitrogen radikaler produsert av betennelse vev økt risiko for kreft ved å undertrykke antitumor aktivitet og stimulere kreft [7,8]. Ny genetisk bevis tyder på at transkripsjonsfaktorer, NF-kB og STAT3 spille en rolle i sammenhengen mellom betennelse og kreft [9,10].
prostatitt, er definert som betennelse i prostatakjertelen. I henhold til prostatitt diagnose retningslinje, kan prostatitt bli klassifisert som akutt bakteriell prostatitt, kronisk bakteriell prostatitt, inflammatorisk prostatitt, noninflammatory prostatitt og asymptomatisk prostatitt [11]. Prostatitt har en prevalens av 5-9% og står for over 2 millioner sykehusbesøk årlig i USA [12]. Videre mange forskere og urologer mener at forekomsten av asymptomatisk prostatitt kan være mye høyere enn symptomatisk prostatitt. Dette understøttes av det faktum at begge inflammatoriske celler ble funnet i prostata biopsi, eller leukocytter finnes i sæd analyse fra pasienter uten en historie av prostatitt [13]. Den høye forekomsten av prostatitt kan bidra til prostata kreftutvikling, som er den vanligste kreftformen blant eldre menn i USA, og den nest vanligste årsaken til kreftrelaterte dødsfall hos menn [14]. Foreløpig bekreftet risikofaktorer for prostatakreft er: alder, familiehistorie, og rase [15,16]. Men denne foreningen mellom prostatitt og prostatakreft er fortsatt uklart, med studier som inneholder både null og betydelige resultater. Roberts og hans kolleger [17] gjennomførte en studie med saker og kontroller fra Minnesota, og fant at det var en signifikant sammenheng mellom prostatitt og prostatakreft (OR = 1,7; 95% CI: 01.01 til 02.06). Men når han ekskludert tilfeller av prostatitt innen 2 år før studien (de fleste av dem var akutt prostatitt), resultatene viste seg å være ikke signifikant (1,9; 0,9 til 3,8). Dette resultat er ganske kontroversielt, fordi kronisk inflammasjon er identifisert med høyere risiko økende kreft, sammenlignet med akutt inflammasjon.
Meta-analyse er en kvantitativ systematisk fremgangsmåte for å teste effektiviteten av eksponering /behandling, både i kohort og case control studier. En tidligere metaanalyse [18] som involverer 11 studier between1971-1996, forutsatt statistisk bevis for at prostatitt er en betydelig risikofaktor i prostatakreft. Vår undersøkelse er basert mer på nyere studier. Denne studien er å involvere nyere studier relatert med prostatitt og prostatakreft. Videre, for å hindre at andre ikke-prostatitt sykdom forvirrende analyseresultatene, setter vi inklusjonskriteriene at alle registrerte prostatitt tilfeller i studiene må diagnostisert ifølge National Institutes of Health (NIH) prostatitt retningslinje. Denne inklusjonskriterier kan skille prostata betennelse sykdom fra andre prostata sykdom, inkludert kreft, godartet prostata hyperplasi og så videre [19] .Hvis det er lyd bevis knyttet prostatitt og prostatakreft, er det mulig å forebygge eller behandle prostatakreft ved å hindre prostatitt. Denne studien er å gi epidemiologiske bevis for å demonstrere en mulig sammenheng mellom prostatakreft og prostatitt.
Metode
Evidence oppkjøpet
Vi har utført et litteratursøk for «prostatitt «og» prostatakreft «, eller» betennelse «og» prostatakreft «, eller» meta «og» prostatitt «og» prostatakreft «i både PubMed og Medline databaser, basert på engelsk litteratur. I tillegg ble referanser og sitater fra studier også anmeldt. Hvis sitert eller referert artikler var kvalifisert, ville de bli inkludert i sammenslåtte studiene kandidater for å hindre tap av viktige og nyttige data. Utvalgskriteriene var som følger: menneskelige case control studier; publisert fra mai 1990 til juli 2012; som inneholdt antall prostatitt og prostata kreft tilfeller. Studien skal også gi omfattende informasjon, inkludert: alder, rase /land, antall personer med /uten prostatitt, antall personer med /uten prostatakreft, studietiden, og datakilde (Clinical og ikke-klinisk basert). I tillegg, i alle kvalifiserte studier, må pasientene som ble diagnostisert og som styres prostatitt oppfyller kriteriene for NIH prostatitt retningslinje [19] .I totalt tjue case-kontrollstudier (5 klinisk intervju og 15 selvrapportering) ble inkludert i den endelige analysen (figur 1) [11,20-39].
Kvantitativ Meta-analyse ble utført ved hjelp av Stata 11. Data ble importert under studien navn uttrykt av etternavnet til forfattere, studieår, land, rase, datakilde, antall tilfeller (kreft) , antall kontroller, antall tilfeller eksponering (prostatitt) og antall ueksponerte tilfeller ikke undereksponering. En bekymring var at prostatitt har flere grupperinger, inkludert kronisk bakteriell prostatitt, akutt prostatitt og asymptomatiske prostatitt. Men i vår 20 studier, antall generell prostatitt er gitt i stedet for antall forskjellige sykdomsklassifisering, og vi er ute av stand til rapportrelaterte statistiske resultater basert på klassifisering.
Odds ratio ble beregnet ved hjelp av den gitte informasjonen. Felles log OR ble beregnet under en fast effekt modellen, som antar eksponering effekt på krefttilfeller er samme på tvers av studier. Heterogenitet ORS ble testet. Hvis p-verdien av heterogenitet var signifikant ( 0,05), tilfeldige effekter modellen var mer hensiktsmessig, som forutsetter at eksponeringseffekter ved krefttilfeller er forskjellige på tvers av studier. Statistiske metoder i Meta-analyse er ønsket i følgende litteraturgjennomgang. I vår studie, bruker vi både fast effekt og tilfeldig effekt-modell og gi relaterte søkeresultater i tabeller og figurer.
Statistisk analyse
Stata versjon 11 (Stata Corp, TX, USA) var den viktigste statistiske verktøy som brukes i denne undersøkelsen. Både fast effekt og tilfeldige effekter modell ble anvendt for å teste effekten av prostatitt i å øke risikoen for prostatakreft. Den fast effekt modellen forutsetter at effekten av behandlingen er den samme blant alle studier, og den tilfeldige effekter modellen forutsetter at effekten kan være annerledes, og derfor tilfeldige effekter modellen har vanligvis en bredere konfidensintervall. Når heterogenitet er betydelig, betyr det at en tilfeldig effekt modellen er mer hensiktsmessig enn en fast effekt modell.
Data ble stratifisert basert på datakilden (klinisk basert tilfelle kontroll eller personlig intervju tilfelle kontroll), country, og tiår (1990-tallet, 2000-tallet, eller 2010-tallet). All lagdelingen er testet for å identifisere skjevhet og forskjell mellom ulike grupper, basert på en forutsetning om heterogenitet (fast effekt eller tilfeldige effekter gruppe). Publikasjonsskjevhet ble testet basert på Egger test, til eksamen om skjevhet mellom de publiserte og upubliserte papirer. Trakt tomter ble også fremstilt grafisk for å sjekke liten studie effekt.
Resultater
Evidence syntese
Tabell 1 viser egenskapene til inkluderte studier, inkludert studiedesign, antall personer med hver kombinasjon av sak /kontroll, utsatt /ueksponert status, rase, alder, og historie av prostatitt og prostatakreft. Under fast effekt modellen, den samlede OR = 1,50. Under tilfeldig effekt-modell, den samlede OR = 1,64. Skog tomter er også å vise de enkelte ORS i hver studie (figur 2). I en skog tomt, hver enkelt studie har en linje med en boks på den. Midtpunktet av boksen er estimert OR. Den diamantform under alle individuelle studier gir den samlede samlet OR. De grå blokker for hver undersøkelse angir de forskjellige vekter av studien, representert ved størrelsen av blokken. Bredden av linjen representerer 95% CI av OR for hver individuelle studier, og bredden av diamant representerer 95% CI for den totale OR. I figur 2, papirer fra Hsing AW [28], Lee MM [25], Ritchie JM [11], og Sarma AV [29] har de høyeste ORS, men små vekter. Videre, de fleste av studiene med store vekter, dvs. papirer fra Esther M. John [36], Chun Chao [39], og Jonathan L.Wright [37], har også ORS nær de estimerte samlede ORS.
Study
År
Country
Race
data~~POS=TRUNC kilde~~POS=HEADCOMP
No. Krefttilfeller
No. prostatitt i tilfeller
No. kontroller
No. prostatitt kontroll
Hiatt RA et al. [24] 1994U.SWhite menn og svarte menn, otherpersonal interview1771417713Hsing AW et al. [28] 1994ChinaChinesepersonal interview1152853836Esther M. John et al. [36] 1995U.Sblackpersonal interview16424141186230Lee MM et al. [25] 1998ChinaChinesepersonal interview1333226516Zhu K et al. [26] 1999U.SNAclinical based2223723641Rosenblatt KA et al. [22] 2001U.SWhite menn og svart menpersonal interview7538770357Ritchie JM et al. [11] 2003U.SWhite, otherpersonal interview58249910Roberts RO et al. [20 ] 2004U.SNAclinical based4094180950Ivan Rothaman et al. [33] 2004U.SNApersonal interview7509070258Fernandez L et al. [27] 2005CubaWhite, svart, otherpersonal interview271183253150Patel DA et al. [31] 2005U.Sblack og hvit menpersonal interview7008660438Sarma AV et al. [29] 2006U.SAfrican Americanpersonal interview1293470647Pelucchi C et al [30] 2006Italywhitepersonal interview28026898Sutcliffe et al [32] 2007U.SWhite svart..; Asianpersonal interview691152691124Nicolas B Delongchamps et al. [21] 2008U.SNAclinical based2211145102Huang WY et al. [35] 2008U.SWhite, blackpersonal interview86878128389Daniels NA et al. [23] 2009U.SAsian eller Stillehavsøyene, Svart, Latino eller spanske, Whiteclinical based6511958Sheila Weinmann et al. [34] 2010U.SWhite, blackclinical based768119929145Chun Chao et al. [39] 2010U.SWhite, svart, asiatisk, Hispanicpersonal interview1559139753844788Jonathan L.Wright et al. [37] 2012U.Swhite og Blackpersonal interview17542171645132Table 1. Kjennetegn på studier av prostatitt og prostatakreft.
CSV ned CSV
Tabell 2 rapporter samlet OR for prostatakreft og prostatitt av studiedesign. Under fast effekt modellen, selvrapportering baserte studier samlet OR = 1.59, og klinisk baserte studier OR = 1,05. Under tilfeldig effekt-modell, personlig intervju baserte studier samlet OR = 1.87, og den kliniske baserte studier OR = 0,98. Skog tomter er også gitt basert på studietyper (se figur 3). I figur 3 er alle de fire avisene med størst ORS og små vekter inkludert i selvrapporteringsstudier [11,25,28,29] samt studier med større vekter, men mindre ORS [36,37,39] . I den kliniske basert intervju, ble flere studier med lave ORS inkludert. I tillegg var det 10 selvrapporterte studier og 5 kliniske baserte studier inkludert.
fast effekt modell
Heterogenitet
Random effekter modell
studie typen
n
OR
95% KI
ELLER
95% KI
all201.50 1,39 til 1,62 0.0011.641.36-1.98personal intervju 151.591.47-1.73 0.0011.871.52-2.29clinical based51.050.86-1.280.0420.980.67-1.45Table 2. Pooled odds Ratio for prostatakreft og prostatitt av studiedesign.
CSV ned CSV
Tabell 3 oppsummeringer de samlede ORS, basert på flere tiår, både i fast effekt modell og tilfeldig effekt-modell. I alle tre tiår analysert (1990, 2000 og 2010-tallet), de samlede ORS er alle signifikant (både fast effekt modellen og tilfeldige effekter modell). Undersøkelser fra 2000-tallet har den største samlede logg Ors, under fast effekt modell: 1,59, 95% KI: 1,40 til 1,79. Undersøkelser fra 1990-tallet har den største samlede logg Ors, under tilfeldig effekt-modell: 1,98, 95% KI: 1,08 til 3,62. Studiene med lavest ORS er inkludert in2000 menn [21,23,30], men på grunn av de små vekter, disse studiene ikke sterkt påvirker de samlede logg ORS. Antallet studier er størst blant de fra 2000-tallet, mens antall studier i 2010 er den minste (se figur 4).
Fast effekt modell
Heterogenitet
Tilfeldig effekt-modell
studie typen
n
OR
95% KI
OR
95% KI
All201.50 1.39-1.62 0.0011.641.36-1.981990’s51.581.35-1.84 0.0011.981.08-3.622000’s121.591.40-1.79 0.0011.641.23-2.192010’s31.371.22-1.560.0171.341.03-1.73 Tabell 3. Pooled Odds Ratio for prostatakreft og prostatitt av tiår.
CSV ned CSV
Tabell 4 rapporter ORS basert på lagdeling av land, både i fast effekt modell. Forest plott av studier fra Kina har de høyeste samlede logg ORS under både fast effekt modellen og tilfeldig effekt-modell, mens antall studier som inngår i Kina er den minste (Figure.5). Når analysert i henhold til land, trenger studier fra Italia og Cuba ikke har betydelige ORS. Til slutt, er antall studier som inngår i US den største, og de samlede logg ORS er ganske nær den totale samlede logg ORS.
fast effekt modell
Heterogenitet
Random effekter modell
studie typen
n
OR
95% KI
ELLER
95% KI
All201.5 1.39-1.62 0.0011.641.36-1.98U.S161.451.34-1.57 0.0011.501.25-1.80China24.673.08-7.070.8274.673.08-7.07Cuba11.431.00-2.04.1.431.00-2.04Italy10.610.13-2.90.0.610.13-2.90Table 4. Pooled Odds Ratio for prostatakreft og prostatitt av land.
CSV ned CSV
publiseringsskjevheter og liten studie effekt
Figur 6 rapporterer Egger publikasjon skjevhet resultater, med p-verdi = 0,82 og 0,05, og skjærings er 0.91. Dette ubetydelig p-verdien indikerer at skjevhet (aksen) er ikke signifikant forskjellig fra «0», og dermed er det ikke nok bevis til å konkludere med at det er publikasjonsskjevhet i denne studien.
I figur 7, de fleste studier er på toppen av trakten, med en stor utvalgsstørrelsen. Noen studier med at utvalgsstørrelsen ble spredt over bunnen av trakten. Men de fleste studiene er ved de stiplede bindinger, som representerer en mangel på skjevhet og heterogenitet, er 95% av studiene forventes å ligge i denne trekanten området. Trakten er symmetrisk til midtlinjen, som er fra toppen av trekanten; også viste ingen tegn til små studie effekter.
Diskusjoner
Denne studien viser at det er en signifikant positiv sammenheng mellom prostatitt og prostatakreft, under både fast effekt og tilfeldig effekt-modell. Denne konklusjonen er enig med mange tidligere biologiske og epidemiologiske studier som er nevnt ovenfor [4,6-10], noe som indikerer at inflammatoriske mediatorer kan fremme prostata kreft via flere signalveier. Noen eksempler er: å hemme apoptose, fremme celledeling, og indusere tumor suppressor genet tap. Vår statistikk av heterogenitet (p 0,001) indikerer at den tilfeldige effekter modellen, noe som forutsetter at prostatitt har ulik effekt på prostatakreft på tvers av studier, er mer hensiktsmessig. Men gjør mangelen på kohortstudier det vanskelig å konkludere med at det er en årsakssammenheng mellom prostatitt og prostatakreft.
Fra tabell 1, samlet OR (fast: sammenslått OR = 1,5, tilfeldig: sammenslått OR = 1,63) viser at det er en signifikant effekt av prostatitt på prostatakreft, men det eller i forskjellige strata er ikke alltid er signifikant . Når data stratifisert etter land for både faste og tilfeldige effekter modell, studier fra USA og Kina har betydelige samlede ORS (p 0,001, se vedlegg), mens studier fra Cuba (fast: p = 0,057, tilfeldig: p = 0,057 , se vedlegg) og Italia (fast: p = 0,559, tilfeldig: p = 0,559, se vedlegg) ikke har betydelige resultater. En mulig forklaring er at det ikke er tilstrekkelig publisert bevis som representerer Cuban (n = 1) og italiensk (n = 1) nasjonaliteter. Vi mistenker at mangelen på bevis er på grunn av språkbarrieren, siden vi kun tatt med artikler skrevet på engelsk. Studier med små utvalgsstørrelser som de fra Cuba og Italia kan føre til økt variasjon mellom mennesker i saken og kontrollgruppene, og dermed gjør det mindre sannsynlig for dem å produsere betydelige bevis eller konklusjoner. Dette resultatet kan også bli reflektert fra skog tomter. Når data stratifisert basert på datakilde, klinisk basert og personlig intervju, de overordnede samlede ORS (fast: p 0,001, tilfeldig: p 0,001, se vedlegg) er betydelige. Alene, personlig intervju konsernets samlede ORS (fast: p 0,001, tilfeldig: p 0,001) er betydelig i både faste og tilfeldige effekter modell. Kliniske baserte studier (faste: p = 0,678, tilfeldig: p = 0,915, se vedlegg) er begge ubetydelig over de faste og tilfeldige effekter grupper. En mulig forklaring på de ubetydelige resultater blant kliniske studier basert kan være lite antall studier (n = 5). En annen mulighet er at det finnes både husker skjevhet og påvisning skjevhet blant kontroller og krefttilfeller i de kliniske baserte studier. Kontroller i kliniske basert grupper kan over husker deres tidligere sykehistorie. For eksempel kan en pasient mener at, prostatitt kan være relatert til deres nåværende helseproblemer, effektivt skjuler forskjellen mellom prostatitt og prostatakreft. Tilsvarende noen typer prostatitt er uoppdaget og asymptomatisk, som uttrykker ikke fysiske symptomer, dvs. smerte, betennelse, urinveisinfeksjon, og derfor priser av prostatitt blant krefttilfeller kan være undervurdert [40,41]. Husker skjevhet og deteksjon skjevhet kan også skje i ikke-kliniske baserte grupper, og vil også påvirke opptaket frekvensen av prostatitt.
publiseringsskjevheter og liten studie effekten ble også vurdert i denne studien. Ifølge Egger sin publikasjonsskjevhet tomten, var det ingen bevis for at upubliserte artikler og studier har signifikante effekter på denne studien (p = 0,820), med skjærings = 0,912. Lignende resultater ble oppnådd ved bruk av Begg trakt plot, hvor små studier er vidt spredt i bunnen av trakten. Dermed trakt tomter er nesten symmetrisk, og ingen små studie effekter observert.
Det er noen begrensninger i denne studien. Først på grunn av begrensning plassert på språk og datasett, er det flere studier som ikke var inkludert i denne studien, forårsaker en potensiell bias. I tillegg kan ikke-publiserte papirer, særlig de uten betydelige resultater, fortsatt ha effekter på den totale oppsamlede OR. For det andre er prostatitt en klinisk progressiv (akutt prostatitt kan bli kronisk prostatitt), multi-klassifisering sykdom, i henhold til prostatitt diagnose retningslinje. De fleste av studiene vi vurderte ikke dele prostatitt tilfeller i ulike klassifisering, og som kan være et problem hvis alle typer prostatitt er knyttet til prostatakreft. Prostatakreft er også assosiert med alder og rase. Men på grunn av et begrenset antall saker og kontroll innenfor hver alders og rase stratum, denne studien ikke klarte å finne en sammenheng mellom alder, rase.
Hjelpemiddel Informasjon
Sjekkliste S1.
Prisma sjekkliste.
doi: 10,1371 /journal.pone.0085179.s001 plakater (DOC)
