Krooninen sairaus

tiivistelmä

Tupakoinnin, betelpähkinöiden mälli pureskelua ja alkoholin juominen ovat suun syöpä riskitekijöitä. Havainnointitutkimukset yksimielisesti ilmoittaa, että suullinen syöpäriskin tupakointi juominen pureskelua alttiina aiheista on poikkeuksellisen korkea. Kuitenkaan yksikään niistä arvioi jakeet tämän riskin johtuva kolme yksittäistä riskitekijöitä sekä tupakointi-juominen pureskelua vuorovaikutus. Tässä tutkimuksessa pyrittiin arvioimaan suuruus tupakointi juominen pureskelua vuorovaikutuksen vaikutus suusyöpä. Meta-analyysi observational Kaakkois-Aasian tutkimuksen, joka ilmoitetaan suusyövän kertoimet suhdeluvut (syrjäisimpien alueiden) ositettu tupakoinnin juominen pureskelua vastuita suoritettiin. Yhdistetty syrjäisimmillä alueilla arvioitiin ja valvottuja laatua, heterogeenisyys, julkaisu bias ja kriteerit. Tupakoinnin-juominen pureskelua yhteisvaikutus arvioitiin kautta yhdistettyä Suhteellinen Ylimääräinen aiheuttama riski Interaction (RERI, suurentunut riski tupakointi juominen pureskelua altistuneiden suhteessa riskiin odotettavissa lisäämällä kolme eri tupakoinnin vaaroista, juominen ja pureskelua). Neljätoista tutkimukset olivat mukana alhaisen Tutkimusten välisten heterogeenisuus. Yhdistetty syrjäisimmillä alueilla tupakointi, juominen, märehtiä, tupakointi juominen pureskelua, vastaavasti oli 3,6 (95%: n luottamusväli -95% CI, 1,9-7,0), 2,2 (95% CI, 1,6-3,0), 7,9 (95% CI , 6,7-9,3), 40,1 (95% CI, 35,1-45,8). Yhdistetty RERI oli 28,4 (95% CI, 22,9-33,7). Niistä tupakointi-juominen pureskelun aiheita, yksittäiset vaikutukset osuus 6,7% (tupakointi), 3,1% (juominen), 17,7% (pureskelua) riskin, kun taas yhteisvaikutus osuus loput 72,6%. Nämä tiedot viittaavat siihen, että 44200 suullinen syöpätapausta Kaakkois-Aasiassa vuosittain, esiintyy tupakointi juominen pureskelua alttiina aiheita ja 40400 Näiden yksinomaan liittyvät vuorovaikutukseen vaikutus. Tehokas suullinen syöpä-ohjeistuksia tulee harkita samanaikaista tupakoinnin, alkoholin juominen, betel mälli pureskelun käyttötarkoituksissa ainutlaatuinen epäterveellisten elämäntapojen.

Citation: Petti S, Masood M, Scully C (2013) suuruus tupakoinnin-Betel mälli Chewing-alkoholinjuonti Vuorovaikutus Vaikutus Suusyöpä Kaakkois-Aasiassa. Meta-analyysi havainnointitutkimukset. PLoS ONE 8 (11): e78999. doi: 10,1371 /journal.pone.0078999

Editor: Xiaoping Miao, MOE Key laboratorio ympäristöä ja terveyttä, School of Public Health, Tongji Medical College, Huazhong tiede ja teknologia, Kiina

vastaanotettu: 05 elokuu 2013; Hyväksytty: 22 syyskuu 2013; Julkaistu: 18 marraskuu 2013

Copyright: © 2013 Petti et al. Tämä on avoin pääsy artikkeli jaettu ehdoilla Creative Commons Nimeä lisenssi, joka sallii rajoittamattoman käytön, jakelun ja lisääntymiselle millä tahansa välineellä edellyttäen, että alkuperäinen kirjoittaja ja lähde hyvitetään.

Rahoitus: Kirjoittajat ei ole tukea tai rahoitusta raportoida.

kilpailevat edut: kirjoittajat ovat ilmoittaneet, etteivät ole kilpailevia intressejä ole.

Johdanto

Kaakkois-Aasiassa, suun syöpä on toiseksi yleisin syöpä ja toiseksi yleisin kuolinsyy syöpään miehillä. Kolmannes globaalin tapauksissa ja puolet kuolemista suusyövästä tällä alueella esiintyy [1]. Nämä korkea ilmaantuvuus ja kuolleisuus johtuvat elintapojen riskitekijöiden kuten tupakoinnin, betelpähkinöiden mälli pureskelua ja alkoholin juominen [2] – [5], jotka ovat yleisiä tällä alueella, sekä geneettiset ja tarttuva tekijät [6] – [8]. Tupakka käyttö on levinnyt Kaakkois-Aasiassa ja miehen tupakointimäärään kirjataan lähes 50% useimmissa maissa, mutta varsinainen tupakoinnin määrä on todennäköisesti suurempi, koska savukkeiden salakuljetuksen ja eri tallentamattomille muodoissa tapahtuvan tupakankulutuksen yksityiskohdista, kuten bidi , kreteks, sulpa, chilum, hookli ja Vesipiiput, mikä voi selittää yli puolet kokonaismäärästä on poltetun tupakan [9], [10]. Betel mälli /areca mutteri pureskelu on levinnyt laajalle kanssa pureskelun niinkin korkea kuin 30-40% aikuisista. On suuri kirjo ainesosien ja kulutus-. Esimerkiksi, areca mutteri on valmistettu kuten vihreä raakoja, fermentoitu, keitetty, makeutettu, kun taas betel lehdet ja /tai kukinnon voidaan käyttää. Lisäksi voi olla monia muita ainesosia, kuten tupakan, mausteita, makeutusaineita, lime ja catechu [11], [12]. Alkoholin käytöllä on myös levinnyt Kaakkois-Aasiassa ja juominen hinnat ovat korkeampia kuin ilmoittamat kansallisten tilastojen [13], koska kirjaamattomia alkoholijuoman tuotannon, johon kuuluu kodin panimo, laiton tuotanto, alkoholin tuotu laittomasti ja salakuljetusta. Paikallisia tuotteita, kuten arrakki, toddy, oou, bangla hullun säännöllisesti kuluttavat aikuisten ja jopa nuorilla, enimmäkseen miehiä, ja aikuisten juominen niinkin korkea kuin 50% raportoidaan [14], [15].

suun syöpäpotilaiden Kaakkois-Aasiasta, siksi, altistuvat usein yksi tai useampi näistä elintapoihin liittyviä riskitekijöitä [16] ja yllättävää, suun syöpäriski on erittäin korkea tupakointi juominen-betel mälli pureskelua yksilöitä, kuten todetaan Notani vuonna 1988, joka ilmoitti, että usean altistuneiden henkilöiden suun syöpäriski oli viisikymmentä kertaa suuremmat kuin Altistumattomilla yksilöt [17]. Monet havainnointitutkimukset ovat vahvistaneet tämän ensimmäisen havainnon (tarkastelleet IARC vuonna [3], [18]).

Suullinen syöpäriskin altistuneiden henkilöiden tupakointi, juominen ja betel mälli pureskelu on usein suurempi kuin summa yksittäiset riskit tupakointi, alkoholi ja betelpähkinöiden mälli pureskelua. Tällainen lisäriskin vuoksi samanaikainen altistuminen kutsutaan vuorovaikutusta tai yhteisvaikutukseen. Esimerkki vuorovaikutuksen vaikutus suusyövän on samanaikainen altistuminen tupakointi ja juominen. Erään suuren tapauskontrollitutkimuksessa Brasiliasta, ensimmäisestä joka teki oikaisua sekoittavia ja vuorovaikutukseen, kolme neljäsosaa koko suun syöpäriskin monen altistuneiden johtui tällaisen yhteisen vaikutus ja vain neljännes johtui summa riippumattomia vaikutuksia tupakoinnin ja juomisen [19]. Kaksi monikeskustutkimus tutkimuksia, nimittäin International pään ja kaulan syövät Epidemiology (INHANCE) ja alkoholiin liittyvä Syövät ja geneettinen alttius Euroopassa (ARCAGE) kertoi, että tupakointi-juominen vuorovaikutus oli sinänsä vastuussa 40% suun syöpätapauksista [20], [21]. Lopuksi, meta-analyysi havainnointitutkimukset arvioi, että yhteisvaikutus oli vastuussa yli puolet koko tapauksista suusyövän [22].

hypoteettinen yhteisvaikutus tupakoinnin, alkoholin ja betel mälli pureskelua Oraalisia syöpä ei ole koskaan arvioitu, kuitenkin. Siksi käsillä olevan meta-analyysi havainnointitutkimukset oli tutkia ja arvioida yhteisvaikutus tupakoinnin, alkoholin juominen ja betel mälli pureskelua suun syöpäriskin Kaakkois-Aasian maissa, joissa samanaikainen altistuminen näille riskitekijät on laajalle levinnyt.

Methods

kirjallisuushaku, ainoastaan ​​vuotta alue 1988-2013, tehtiin kolmen kirjoittajien itsenäisesti. Sovitetun käytetyt termit olivat: (1) Suullinen syöpä, suun syöpä, pään ja kaulan alueen syöpä, ylempi aero-ruuansulatuskanavan syövän; (2) Betel, areca, paan masala, gutkha, pureskella *, purukumit; (3) Alkoholin juominen, juoda *, alkoholijuoma, etanoli; (4) Tupakka, savuke, bidi, savu, smok *, tupakointi.

Tietokannat käytettiin Medline kautta PubMed (C. S.) ja Ovid (M.M.), ja Scopus (S. P.). Muut tutkimukset sijaitsivat käyttäen viiteluettelot määriteltyjä tutkimuksia ja Google Scholar.

hyväksyttävät seurantatutkimuksesta osoittivat seuraavat ominaisuudet: (1) Koehenkilöt olivat aikuisia Kaakkois-Aasiassa. Tutkimukset maahanmuuttajia näistä maista länsimaihin ei pidetty kuitenkaan koska aiheita olisi voinut muuttaa elämäntapaansa uudessa yhteydessä; (2) Asia potilasta vaikutti levyepiteelisyöpä suun ja /tai suussa nielun (ICD, 10

th versio, ICD-10, koodit C00-C06, C09, C10) vahvistettu kliinisesti ja histologisesti. Tutkimukset, jossa ei syrjitä suun /suussa nielun syöpä ja syövät suuria sylkirauhasten, nielun, ruokatorven ja kurkunpää ei otettu huomioon; (3) Ohjaus potilaat voivat vaikuttaa ohjaus sairauksia, mutta ei vaikuttanut muiden syöpämuotojen tai suun kautta mahdollisesti pahanlaatuinen häiriöitä, kuten erytroplakia tai valkotäpläisyydestä. Valvonta voidaan valita joko samasta sairaaloissa, joissa tapausta valittiin tai alla olevasta tutkimuspopulaatiossa. Tutkimukset jota käytetään väestöön perustuvia tarkastuksia uutettu muista tutkimuksista ei pidetty, koska ne voivat joutua tietoa bias johtuen eri menetelmiä käytetään arvioimaan potilaan altistus [23]; (4) Vastuut arvioitiin käyttäen historia /anamnesis /kyselylomake aikaan diagnoosin. Alttiina aiheita olivat päivittäin käyttäjiä vähintään viiden vuoden tasosta riippumatta kulutuksesta. Satunnaiset käyttäjät, entinen käyttäjiä, tai päivittäin käyttäjät altistuvat vähemmän kuin viisi vuotta ei otettu huomioon meta-analyysissä.

Tutkimus haku tarjotaan lukuisia tutkimuksia, muutamia merkityksellisiä varten tämän analyysin. Siksi alustava lista mahdollisista ensisijainen tutkimuksista tehtiin pohjalta kerättyjen tietojen otsikot ja tiivistelmät. Kokotekstejä jäljellä tutkimuksista saatiin ja ne, joilla edellä mainittujen ominaisuuksien, joka sen lisäksi, edellyttäen lukumäärät tapausten ja kontrollien ositettu kaikille eri tupakointi juominen-betel mälli pureskelua altistumisluokat, valittiin. Nämä luokat olivat, savuton /juomakelvotonta /betel mälli kuin pureskelua aiheista (valottamattomat), tupakointi /juomavetenä /betel mälli kuin pureskelua aiheista (SM), savuton /juomisen /betel mälli ei-pureskelua aiheita (DR), savuton /juomakelvotonta /betel mälli pureskelua aiheista (BQ), tupakointi /juominen /betel mälli kuin pureskelua aiheista (SM /DR), tupakointi /juomavetenä /betel mälli pureskelua aiheista (SM /BQ ), savuton /juomisen /betel mälli pureskelua aiheista (DR /BQ), ja tupakointi /juominen /betel mälli pureskelua aiheista (SM /DR /BQ). Vastaavat laatijat tutkimuksia, jotka täyttivät kriteereillä, mutta ei antanut lukumäärät tapausten ja kontrollien ositettu kaikille eri SM /DR /BQ altistumisluokat otettiin yhteyttä sähköpostitse näiden tietojen saamiseksi. Tämän prosessin jälkeen luettelo alkuperäistutkimusten sisällyttää nykyisen meta-analyysi asetettiin keskustelujen kautta ja jonka kaikki kirjoittajat.

Data uutettiin kolme arvioijat itsenäisesti, tuloksia verrattiin ja erot sovittanut keskustelujen kautta. Suullinen syöpä kertoimet suhdeluvut (syrjäisimmät alueet), jossa 95%: n luottamusväli (95% CI) kunkin vastuun luokan arvioitiin.

Ensisijainen tutkimus laatu arvioitiin kolmella arvioijat perusteella tutkimuksen suunnittelu (esim, riittävyys, johdonmukaisuus diagnoosit jne), antaa pisteet 1,0 laadukkaita tutkimuksia, 0,5 kohtalainen laatu tutkimuksia, 0,25 huonolaatuisia tutkimuksia. On odotettavissa, että kaikki tutkimukset, joita käytetään tässä analyysissä annettiin pisteet 0,5, siis tämä laatupisteet ei sovellettu, koska se ei muuta yhdistetty riskiestimaattien [24].

Vastuut hoidettiin dichotomously, eli koskaan (rutiini) käyttö vs. koskaan ilman satunnaista ja entinen käyttö. Tällainen altistus luokittelun lisäsi luotettavuutta yhdistettyjen riskiestimaattien, vaikka se ei suostu tehdä eroa erilaisten altistuksen, kuten tuotetyypin, kulutusmallia jne [25], [26].

Julkaisu bias tutkittiin kunkin altistumiskategorialla erikseen, koska oletettiin, että aste tämänkaltaisen bias voi olla erilainen kesken eri SM /DR /BQ altistumisluokat. Jotkin näistä ryhmistä sisältyvät vain muutamia aiheita ja näin ollen suusyövästä syrjäisimpien näihin luokkiin olivat vähemmän luotettavia kuin riskiestimaattien jäljellä altistumisluokat. Visuaalinen esitutkinta tehtiin käyttäen suppilon tontteja, jossa ln (OR)

x

akselin ja tarkkuus, eli 1 /[keskivirhe ln (OR)]

y

akselilla. Epäsymmetrinen juoni oli viittaavia korkeatasoisen julkaisun puolueellisuudesta. Muodollinen korjaus julkaistavaksi bias tehtiin myös joukko ensisijaisen tutkimusten yhden tai useamman puuttuvan tutkimuksia, jotka tunnistettiin käyttämällä R

0 menetelmällä. Suppilo juoni vedettiin lisäyksen jälkeen puuttuvien tutkimusten ja verrataan juoni piirretty ilman puuttuu tutkimuksia, onko symmetria paransi [27] – [29].

Yhdistetty suusyövän syrjäisimmät alueet (Pors) arvioitiin jokaista altistumisluokalla. Menetelmää käytetään arvioitaessa valittiin pohjalta tason Tutkimusten välisten heterogeenisuus. Heterogeenisyys arvioitiin kanssa Cochranin Q, joka on χ

2 -testi (k-1) vapausastetta, missä k on määrä ensisijaisen tutkimuksia. For Q≤ (k-1) tasoa heterogeenisyys oli tarpeeksi pieni ja kiinteiden vaikutusten menetelmää käytettiin, jossa käänteistä varianssi ln (OR) kuin tutkimuksessa paino. Q (k-1) tasoa heterogeenisyys oli korkea ja edellytti sitä varovaisempi random-vaikutukset menetelmä [24].

Herkkyysanalyysi tutkia osallisuuden suoritettiin [30] tutkia, onko yhdistetyt TAI-arvioita liian vaikutti yhden tutkimuksen. Jokaista altistumiskategorian osuus kunkin tutkimuksen kokonaispainoa mitattiin prosenttia kokonaispainosta. Tutkimukset joka tuotti painot ≥20% oli todennäköisesti käyttämään suuri vaikutus yhdistettyjen riskiestimaattien ja siksi jätettiin vuorollaan. POR uudelleen arvioitu ja verrattuna koko POR. Jos 95% CI kahden Pors eivät ole päällekkäisiä, yhdistetyistä riski arvio, että altistuminen luokan pidettiin eivät ole riittäviä [24].

perimmäisenä tavoitteena nykyisen meta-analyysi oli tutkia SM /DR /BQ vuorovaikutuksen vaikutusta suusyöpä. Näin ollen, jos POR tässä monen altistumiskategorialla oli suurempi kuin summa Pors SM, DR, BQ, vuorovaikutuksen lisäaineen mittakaavassa, joka tunnetaan myös poikkeamat additiivisuuteen, oli läsnä. Vuorovaikutus on monikertaisesti mittakaavassa, tai lähtö multiplicativity, saattaa syntyä mikäli SM /DR /BQ por oli suurempi kuin Pors SM, DR ja BQ kerrotaan keskenään. Lähtö additiivisuuteen ei estä poikkeamista multiplicativity, lähtö multiplicativity sisältää poikkeamat additiivisuuteen puute lähtöä multiplicativity ei estä poikkeamista additiivisuuteen [31]. Siksi sen toteamiseksi, onko yhteisvaikutus minkäänlaista oli läsnä, se arvioitiin lisäaine mittakaavassa.

arviointi yhteisvaikutus käyttäen riskiestimaattien, kuten OR tai Suhteellinen riski (RR), on joka perustuu käsitteeseen Suhteellinen ylimääräinen Risk (RER), joka on ylimääräinen riski yksilöissä altistuu tietyn riskitekijän suhteessa riskiin Altistumattomilla yksilöitä (siis, RER

valottamattomat = 0), jossa kaavan: siksi tapauksessa tarkka additiivisuuteen ja ole vuorovaikutusta: Tai, korvaten (OR – 1) RER: ja sitten, jos oli lähdettävä additiivisuuteen ja yhteisvaikutus, RER

SM /DR /BQ oli suurempi kuin summa yksittäisten RERS [32]: ja sitten, muistaen ”RER = OR – 1”, välinen ero kaksi puolta yhtälöä kutsutaan Suhteellinen ylimääräinen aiheuttama riski Interaction (RERI) ja voidaan tulkita ylimääräinen riski SM /DR /BQ altistuneiden suhteessa riskiin, jonka odotetaan summasta kolme eri riskejä. RERI kaava on siis: Jos siis RERI

SM /DR /BQ = 0 oli tarkka additiivisuuteen ja ei ole vuorovaikutusta, jos RERI

SM /DR /BQ 0, siellä oli vuorovaikutus.

Vaikka RERI ei ole ainoa tapa arvioida suuruus yhteisvaikutus (on olemassa muita toimenpiteitä, kuten Jakautuminen osuus johtuu vuorovaikutus -API, ja synergiaindeksi -S), se valittiin, koska sen katsottiin kaikkein ymmärrettävä ja luotettava menetelmä. Itse asiassa käyttö johtuu osuudet monitekijäinen malleja, johtaa usein osuuksien summan yli 100%, mikä saattaa kuulostaa hämmästyttävää ja vaikea tulkita lukijoille, jotka eivät ole asiantuntija epidemiologian [33], kun taas S on yleensä tilastollisesti epävakaampi kuin RERI ja API, kun on arvioitu käyttäen syrjäisimpien alueiden sijasta RRs [34].

Yksi suuri ongelma RERI ja muiden muodollista toimenpiteiden yhteisvaikutukset on arvioinnin luottamusväli. Aina RERI 0 on todisteita vuorovaikutuksen tutkittavan näytteen, jolloin CI arviointi on tarpeeton, mutta jos analyysi pyrkii tekemään RERI arvion joita voitaisiin laajentaa rajojen ulkopuolella Tutkimuksen 95% CI arviointi tulee pakolliseksi. On olemassa useita mahdollisuuksia laskemiseksi 95% CI [35], menetelmä, jolla on paras suorituskyky simulaatiotutkimuksia, joka ei vaadi logistista regressioanalyysiä -ja on siis sovellettavissa meta-analyysit, perustuu kahteen-neljällä pöydät kaksi riskitekijöitä [36], ja jatkamista, kaksi-by-viisi pöytiä kolme riskitekijöitä. Hyviä puolia tätä kaavaa arvioida 95%: n luottamusväli RERI

SM /DR /BQ ovat, että se on laskettavissa kannettaviin laskimet ja, mikä tärkeintä, se selittää pareittain korrelaatiot syrjäisimpien alueiden. Itse asiassa, OR

SM /DR /BQ välttämättä korreloi OR

SM, OR

DR, OR

BQ ja nämä yksittäiset syrjäisimmät alueet ovat väistämättä välinen korrelaatio, siten, CI arviointi ilman osuus nämä korrelaatiot johtaa liioiteltu ja usein epäluotettavia CI arvioita. Korrelaatiokertoimet arvioitiin kautta varianssit ln (por) s ja numerot altistamatonta tapauksissa ja valottamattomat valvontaa, saatu summa nämä luvut ilmoittamien ensisijaisen tutkimuksissa. Kaava kolme riskimuuttujissa käytetään tässä analyysissä oli peräisin alkuperäisestä kaava kaksi muuttujaa raportoitu Zou [36]. Käyttämällä samaa menetelmää, RERI

SM /DR, RERI

SM /BQ ja RERI

DR /BQ arvioitiin, arvioida vuorovaikutuksen vaikutukset tutkittiin riskitekijät SM /DR, SM /BQ ja DR /BQ luokat.

Alaryhmäanalyysissä suunniteltiin ja pidettiin eräänlainen herkkyysanalyysi. Erot tutkimusten mukaan iän, sukupuolen ja maa, koska korvikemarkkerilta etnisyyden, arvioitiin epävirallisesti, koska kirjoittajat yleensä hyväksytään eri jakoperusteita (esim keinot, frekvenssijakaumat jne). Jos selvää Tutkimusten välisten eriäviä, Alaryhmäanalyysi tehtiin: tutkimukset stratifioitiin iän, sukupuolen tai maa ja RERI

SM /DR /BQ eri alaryhmiin arvioitiin ja verrattiin. Covariates joita kukin Tutkimuksen ensisijainen säätää tai arvioita myös lueteltiin ja, siinä tapauksessa, että tutkimukset olivat paljolti mukaan niiden määrä ja tyyppi, Alaryhmäanalyysi tehtiin ja tutkimuksia stratifioitiin numeron /tyyppi kovariantteja käytetty.

osuus suun syöpätapauksista joka vuosittain esiintyy Kaakkois-Aasiassa yksinomaan johtuu SM /DR /BQ vuorovaikutus oli noin arvioitiin. Kaava arvioinnissa väestötietojärjestelmän Jakautuminen Risk jae (PAF), eli on käytetty. Esiintyvyys SM /DR /BQ altistuneiden henkilöiden yleisessä aikuisväestöstä arvioitiin painotettuun keskiarvoon tietoa altistumisesta kirjallisuudesta käyttäen käänteistä varianssi painona. Kokonaisosuus tapauksista, jotka tapahtuivat joukossa SM /DR /BQ alttiina aiheista alustavasti arvioitiin korvaamalla ”RR – 1” ”OR

SM /DR /BQ – 1″. Tapausten osuus yksinomaan johtuu SM /DR /BQ vuorovaikutus arvioitiin korvaamalla ”RR – 1” RERI

SM /DR /BQ.

tilasto-ohjelmalla StatView 5.0.1 (SAS® Institute Inc., NC, USA) käytettiin tilastollisiin analyyseihin. Merkitsevyystasoksi asetettiin 95%.

Tämä paperi noudattaa MOOSE kuinka ilmoitetaan meta-analyysit havainnointitutkimukset [37].

Tulokset

Kahdeksankymmentä-neljä tutkimukset katsottiin mahdollisesti oikeutettuja pääsemään pohjalta nimet ja tiivistelmiä. Neljäkymmentä-seitsemän näistä sitten ulkopuolelle, koska tapausmäärittelyä eivät kuulu esillä mukaanottokriteerinä tai vastuita tupakointi, juominen ja betel mälli pureskelua ei arvioitu. Lopuista tutkimuksissa kaksikymmentäkaksi jätettiin: in kahdeksantoista heistä, jossa keskityttiin perintötekijät, elintapojen muuttujat käytettiin tai säätöjä, kun taas neljässä muissa tutkimuksissa kerrostunut tuloksia ei ole raportoitu ja vastaavia kirjoittajat eivät toimittaneet heille. Siten neljätoista tutkimukset pysyivät ja käytettiin meta-analyysi (vuokaavio lisäyksessä S1, luettelo taulukossa 1) [38] – [51]. Syrjäisimmillä alueilla kaikkien altistumisluokkien arvioitiin käyttäen raakaa dataa ja esitetään lisäyksessä S2. Piste arviot suusyöpää syrjäisimpien SM /DR /BQ luokka vaihteli 4,6 (tutkimus 10) ja 80,4 (tutkimus 2) ja olivat korkeimmat kaikkien eri altistumisluokkien kuin opinto- 5, ​​jossa OR

SM /BQ oli hieman suurempi (48,6 OR

SM /DR /BQ vs. 48,8 OR

SM /BQ).

Seven ensisijainen tutkimuksia oli tehty Intiassa ja seitsemän muuta Taiwanissa (taulukko 1), tämä tasapainoinen jakautuminen ehdotti, että alaryhmäanalyysi ositettu varten maa, korvikemarkkerilta etnisyyden, oli pakollinen. Keskimääräinen ikä vaihteli välillä 42 (tutkimus 4) 59 vuoteen (tutkimukset 10 ja 12). Urokset olivat aina suurelta osin vallitsevan, jotka vaihtelevat välillä noin 60% (tutkimus 10) ja 100% (tutkimukset 1, 3, 5, 6, 8, 11, 14). Samankaltaisista iän ja sukupuolen jakaumat ehdotti, että ikä /sukupuoli-pohjainen alaryhmäanalyyseissa olivat tarpeettomia. Kovariaattina-pohjainen alaryhmäanalyysi myös oli tarpeeton, koska joitakin ensisijaisen tutkimukset eivät ilmoittaneet kovariaatit käyttää säätämään syrjäisimmät alueet (tutkimukset 1, 3, 6, 8), kun taas loput tutkimukset raa’an syrjäisimpien käytettiin.

Jotkut altistumisluokkien, kuten SM ja SM /BQ, osoitti symmetrinen suppilo tontteja ja ehdotti, että julkaiseminen bias taso oli matala (liite S3). Kääntäen, suppilo tontteja myös muita luokkia, kuten BQ ja SM /DR /BQ, olivat selvästi epäsymmetrinen. Mukaan R

0 menetelmää, BQ, SM /BQ ja SM /DR /BQ luokat tarvita oikaisua. Tarkemmin, oli kaksi puuttuu tutkimuksissa kollegansa tutkimusten 5 ja 9, että BQ luokka; kaksi puuttuvaa tutkimuksissa kollegansa tutkimusten 4 ja 7, SM /BQ luokka; kolme puuttuvat tutkimukset, kollegansa suoritusaika 4, 10, 14, SM /DR /BQ luokka (tietoja ei taulukossa). Tuloksena suppilo tontteja, täydentää puuttuvia tutkimukset olivat symmetriset (liite S3).

Cochranin Q-arvot olivat alhaiset kaikissa altistumisluokat, lukuun ottamatta SM (liite S4), joka näin ollen oli ainoa luokka korkeatasoinen Tutkimusten välisten heterogeenisuus, joka tarvitaan random-vaikutus menetelmän arvioida Pors. Muissa altistumisluokkien kiinteän vaikutukset menetelmää käytettiin. Yksittäisten suusyöpä Pors oli 3,6 (95% CI, 1,9-7,0), 2,2 (95% CI, 1,6-3,0) ja 7,9 (95% CI, 6,7-9,3) SM, DR ja BQ, vastaavasti (taulukko 2) . POR

DR /BQ ja por

SM /BQ olivat korkeammat kuin POR

SM /DR. POR

SM /DR /BQ oli huomattavasti suurempi kuin muissa riskiestimaattien (por, 40,1; 95% CI, 35,1-45,8).

analyysi Tutkimuksen painot paljasti, että oli yksi tai kaksi tutkimusta kunkin altistumiskategorialla ottaa suhteelliset painot yli 20% ilman SM luokka, jossa kaikki suhteelliset painot olivat pienempiä kuin 10%, johtuen random-vaikutusten menetelmä (liite S5). Herkkyys analyysissä ei kuitenkaan näissä tutkimuksissa tuotettu por arvioi joka osittain päällekkäin Pors arvioitu ilman tutkimuksen syrjäytymisen ja siten vahvistivat luotettavuutta riskiestimaattien (liite S6).

Yhdistetty RERI

SM /DR /BQ oli 28,4 (95% CI, 22,9-33,7) ja oli huomattavasti suurempi kuin yhdistetyssä RERI

SM /DR, RERI

BR /BQ ja RERI

SM /BQ jotka eivät olleet merkittäviä tai marginaalisesti merkitsevä (Taulukko 3). Kuvio 1 esittää osia Suhteellinen Ylimääräinen Risk (RER) SM /DR /BQ altistumisen luokkaan. RER varten valottamattomat aiheita, vertailuryhmään, oli nolla. Yksittäiset vaikutukset SM, DR ja BQ osuus 6,7%, 3,1% ja 17,7% koko RER

SM /DR /BQ, vastaavasti. Yhdistetty SM /DR /BQ yhteisvaikutus, eli yhdistetty RERI

SM /DR /BQ, osuus 72,6% ja RER

SM /DR /BQ, lähes kolme neljäsosaa ylimääräisen riskin tässä multi -exposure luokka.

valottamattomat henkilöillä ei ollut RER (RER

valottamattomat = 0), koska nämä aiheet olivat vertailuryhmään. RER

SM (musta) osuus 6,7% RER

SM /DR /BQ. RER

DR (vaaleanharmaa) osuus 3,1% RER

SM /DR /BQ. RER

BQ (valkoinen) osuus 17,7% ja RER

SM /DR /BQ. SM /DR /BQ yhteisvaikutus, eli suhteellinen Ylimääräinen aiheuttama riski Interaction (RERI) välillä SM, DR ja BQ (RERI

SM /DR /BQ, tummanharmaa) osuus 72,6% ja RER

SM /DR /BQ.

alaryhmäanalyysi kanssa tutkimuksen ensisijainen joukko kerrostuu Intian ja Taiwanin tutkimukset on esitetty taulukossa 4. Yhdistetty suusyövän OR arviot olivat korkeammat Taiwanin tutkimukset kuin Intian tutkimuksissa kolmessa altistumisluokkien BQ, SM /BQ ja DR /BQ. Kuitenkin POR

SM /DR /BQ oli samanlainen molemmissa tutkimusryhmissä (Indian tutkimukset, por 46,1, 95% CI, 38,1-55,7; Taiwanin tutkimukset, por 55,1, 95% CI, 37,0-82,3). Nämä tiedot tarjotaan RERI

SM /DR /BQ arvioita 38,1 ja 36,4 Intian ja Taiwanin tutkimuksia vastaavasti siten vahvistavia luotettavuutta arvioiden tämä meta-analyysi. Arvioitu yhdistettiin SM /DR /BQ yhteisvaikutus oli 84,6% ja 67,3%: n RER

SM /DR /BQ Intiassa ja Taiwanissa, vastaavasti.

Yleisyysarviot SM /DR /BQ altistuvat yksilöt Kaakkois-Aasiassa ilmoittamat viimeisimmät kirjallisuudessa tietoja oli 6,59% (95% CI, 5,85-7,33%) [52] ja 9,00% (95% CI, 8,16-9,84%) [53]. Tuloksena painotettu keskiarvo oli 7,64%. Siksi osuus suun syöpätapauksista joka vuosittain esiintyy Kaakkois-Aasiassa ja johtuvat samanaikaisia ​​SM /DR /BQ altistus on 74,92%. Osuus yksinomaan johtuvista SM /DR /BQ vuorovaikutus oli 68,42% (data ei taulukossa).

Keskustelu

Tämä tutkimus pyrki välttämään julkaisun bias niin usein meta-analyysit havainnointitutkimukset ja tyypillisiä papereita, jotka eivät löydä merkittäviä assosiaatioita riskitekijöiden ja tuloksista [24]. Jotta tähän päästäisiin, kahta menetelmää käytettiin ohjaamaan julkaistavaksi bias ja havaita mahdollisesti puuttuvat tutkimukset. Se, että BQ, SM /BQ ja SM /DR /BQ johti kolmeen altistumisluokat suurella julkaisemisesta bias kannatti riittävyyden tämän pöytäkirjan. Itse asiassa nämä altistukseen tyypillisimmin nähdään Kaakkois-Aasiassa. Taiwanissa, esimerkiksi 17% aikuisista pureskella betel mälli, 14% tupakoi ja pureskella betel mälli ja 9% tupakoivansa, pureskella betel mälli ja alkoholijuomia [53]. On todennäköistä, että mitään papereita, jotka ei löytänyt merkittäviä assosiaatioita nämä tyypillisiä käyttäytymismalleja ja suusyövän ei koskaan julkaistu tai, jos ne on julkaistu, ei-merkitseviä ei pidetty mielenkiintoinen ja ei näytetty.

Tämä meta-analyysi oli mahdollisesti edellyttää kuitenkin, että muodot bias yleisempiä tapausverrokkitutkimukset eli tiedot, muistaa, haastattelija ja valinta bias. Tietoja bias on tyypillistä tutkimuksia, joissa arvioida altistumista historiasta. Todellakin, raskas käyttäjät voivat raportoida liian niiden altistustasoon, kun taas muut henkilöt voivat muuttaa elintapojaan aikana elämässään, lisäämällä kulutustason progressiivisesti, aloittaen yhteinen kulutus, tai muuttamalla minkä tyyppisiä tuotteita käytetään, tai kulutuksen taajuuden ja toimintatavat jne. [23]. Siksi tietoja altistuminen on tunnetusti epäluotettava luokiteltu määrällisesti kulutuksen mukaan taajuus ja vuosien käytön tai laadullisesti tyypin mukaan käytettyjen tuotteiden [54] – [56]. Jotta pyrkiä ohjaamaan tiedoksi bias mukaan saamisia SM, DR, BQ oli siten luokiteltu pääluokkaan, nimittäin koskaan (rutiini) vs. koskaan käyttö, lukuun ottamatta entisten ja satunnaista käyttöä. Tämä valinta antaa vähemmän erityisiä mutta luotettavampaa tietoa, mutta pidettiin parempana kuin vaihtoehtoista tarjota enemmän analyyttinen, mutta vähemmän johdonmukaista tietoa -an lähestymistapaa suosivat yleensä asiantuntijat epidemiologiaa elintapoihin liittyviä riskitekijöitä [26], [57]. Recall bias voi olla negatiivinen vaikutus tapausverrokkitutkimukset vuoksi systemaattisia eroja tapausten ja kontrollien välillä raportoinnissa vastuita, koska jotkut suun syöpäpotilaille saattanut mietti elämäntapa, joka olisi voinut aiheuttaa niiden kunto, mikä yli-raportointi riskeistään [23 ], mutta tällainen olettamus ei ole perusteltu tässä yhteydessä, koska suurin osa aikuisväestöstä miespuolisesta väestöstä on alhainen tietoisuus kohti käyttäytymiseen suusyövän riskitekijöitä [58] – [60]. Valvomiseksi valintaa bias, edellytyksenä kelpoisuuden ensiarvoisen tutkimuksissa oli, että kirjoittajat oli valinnut väestöön perustuvan valvonnan (kuten tutkimukset 5 ja 10), tai sairaala-pohjainen säätimet henkilöillä, jotka eivät vaikuttaneet suun syövän esiasteita, muut sairaudet edistää riskitekijät tutkittavana tai muiden syöpien (kuten jäljellä tutkimuksissa mukana) [23].

Toinen mahdollinen rajoitus tämän meta-analyysi on, että eri tutkimuksissa on saattanut muodostaa erilaista covariates, jolloin eri OR arvioi vailla. Suun syöpä etiologia on monitekijäinen ja monet käyttäytymiseen, geneettiset, ympäristötekijät, samaa sen kehittämiseen ja etenemiseen [61], [62] ja saattaa jopa olla tuntemattomia tekijöitä. Siten meta-analyysi havainnointitutkimukset jonka osuus kaikista mahdollisista kovariaatit lienee mahdotonta. Alaryhmäanalyysi suunniteltiin osuus Tutkimusten välisten erojen suhteen iän /sukupuolijakaumaan, etnisyyden ja covariates käytetään monimuuttujamenetelmin. Tällainen analyysi rajoittui vain etnisyyden ja pooliin SM-DR-BQ yhteisvaikutukset Intian tutkimuksissa ja Taiwanin tutkimukset olivat lähes täysin päällekkäisiä (taulukko 4). Lisäksi analyysi Tutkimusten välisten heterogeenisuus osoittivat, että ensisijaisen tutkimukset johtivat homogeeninen (liite S4), harvinainen tilanne meta-analyysit havainnointitutkimukset [24], luultavasti siksi tutkimukset suoritettiin samalla alueella. Tärkeä seuraus tästä on, että homogeeninen näytteissä, piilotettu, ei-tutkittu ja tuntemattomia tekijöitä pidetään osa taustaa ympäristön, oletetaan tasaisesti jakautunut ja voidaan jättää huomiotta [23], [32].

<