PLOS ONE: l'apport en vitamine Réduire le risque de cancer gastrique: Meta-analyse et l'examen systématique des Randomized et observationnelle Studies

Résumé

Objectif

L'association entre l'apport en vitamine et le cancer gastrique (GC ) a été largement débattue en raison de la preuve relativement faible. Dans cette étude, une méta-analyse d'études observationnelles prospectives et bien conçues ont été réalisées pour explorer cette association.

Méthodes

MEDLINE, Cochrane Library, et Sciencedirect ont été recherchées pour les études de la consommation de vitamines et cancer de l'estomac. Ce produit 47 études pertinentes couvrant 1,221,392 sujets humains. Modèles à effets aléatoires ont été utilisés pour estimer le risque relatif sommaire (RR). Dose-réponse, sous-groupe, la sensibilité, la méta-régression, et les biais de publication des analyses ont été effectuées.

Résultats

Le RR de cancer gastrique dans le groupe avec l'apport de la vitamine la plus élevée a été comparée à celle de le groupe le plus bas d'admission. La consommation totale de vitamine était de 0,78 (IC à 95%, de 0,71 à 0,83). Dans 9 études que les individus ont reçu des doses au moins 4 fois supérieure à la dose maximale tolérable (UL) vitamines, le RR était de 1,20 (IC 95%, 0,99 à 1,44). Cependant, dans 17 études que les individus ont reçu des doses en dessous de la UL, le RR était de 0,76 (IC 95%, 0,68 à 0,86). Analyse dose-réponse a été conduite sur différents incréments de différents types de vitamines (vitamine A: 1,5 mg /jour, vitamine C: 100 mg /jour, vitamine E: 10 mg /jour) d'admission avec une réduction significative du risque de cancer gastrique , respectivement, 29% en vitamine A, 26% en vitamine C, et 24% en vitamine E.

Cette méta-analyse de Conclusion clairement démontré que de faibles doses de vitamines peuvent réduire considérablement le risque de GC, en particulier la vitamine A, vitamine C, vitamine E.

Citation: Kong P, Q Cai, Geng Q, Wang J, Lan Y, Zhan Y, et al. (2014) l'apport en vitamine Réduire le risque de cancer gastrique: Meta-analyse et l'examen systématique des randomisés et études observationnelles. PLoS ONE 9 (12): e116060. doi: 10.1371 /journal.pone.0116060

Editeur: Magdalena Grce, Rudjer Institut Boskovic, Croatie

Reçu: 4 Août 2014; Accepté 1 Décembre 2014; Paru le 30 Décembre, 2014

Droit d'auteur: © 2014 Kong et al. Ceci est un article en accès libre distribué sous les termes de la licence Creative Commons Attribution, qui permet une utilisation sans restriction, la distribution et la reproduction sur tout support, à condition que l'auteur et la source originelle sont crédités

Disponibilité des données:. La auteurs confirment que toutes les données sous-jacentes les résultats sont entièrement disponibles sans restriction. Toutes les données pertinentes sont dans le ses fichiers de renseignements à l'appui du papier et

Financement:. Cette étude a été soutenue par la National Science Foundation de Chine (n ° 81172341). Les bailleurs de fonds ont joué aucun rôle dans la conception de l'étude, la collecte et l'analyse des données, la décision de publier, ou de la préparation du manuscrit

Intérêts concurrents:.. Les auteurs ont déclaré aucun conflit d'intérêts existent

Introduction

le cancer gastrique (GC) est la deuxième cause de mortalité liée au cancer dans le monde entier, avec environ 989,600 nouveaux cas et représentait 738.000 décès en 2011. [1]. En dépit de la diminution de l'incidence globale, le taux de survie globale des patients du GC n'a pas amélioré de manière significative au cours des deux dernières décennies [2]. Le seul traitement potentiellement curatif pour GC est la chirurgie, mais seulement environ 20-40% des patients peuvent subir une résection radicale. GC sont devenus les principaux contributeurs à la charge totale du cancer dans de nombreuses parties de l'Asie [3]. Des stratégies efficaces de prévention primaire pour GC, en particulier l'apport en vitamine, ont attiré une attention considérable. Par exemple, les vitamines ont été rapportés à jouer un rôle important dans la prévention de la CG dans de nombreuses études [4], [5]. Certains
in vitro
études ont également suggéré que les vitamines peuvent empêcher GC par différents procédés, tels que balayage la concentration de nitrite dans l'estomac, ce qui réduit le stress oxydatif et l'inhibition de nitrosation.

Depuis 1970 s, l'association entre la consommation de vitamines et GC a été évaluée dans un corps large et en pleine expansion de la littérature [6] - [8]. Cependant, la plupart des ECR (Randomized, essais contrôlés contre placebo) inclus ne sont pas conçus principalement pour étudier la relation entre la consommation et les vitamines GC et réalisée chez les personnes à haut risque. L'étude est la première analyse de haute qualité des deux études prospectives et rétrospectives pour explorer la relation entre l'apport en vitamine et le GC riskof.

Stratégie de recherche
Méthodes et sélection des études

MEDLINE, Cochrane Library et Sciencedirect ont été recherchés pour les études de la consommation de vitamines et de GC qui ont été publiés qu'en anglais et exécutées sur les participants humains de création au 2 Février, 2014. Les termes de recherche sont les suivants: (vitamine ou un supplément ou de la nourriture ou le régime alimentaire OU alimentaire) ET (gastrique ou estomac) ET (cancer OU néoplasme OU carcinomes). Les listes des articles identifiés de référence ont été analysés manuellement pour d'autres études potentiellement pertinentes. On a demandé aux auteurs si elles savaient de toute information supplémentaire utile (S1 et S2 Table Table en S1 Fichier)

Une étude a été incluse si elle répondait aux critères suivants:. 1) l'article original; 2) placebo-contrôle, cas-témoin ou de la conception de cohorte; 3) l'apport en vitamine que l'exposition d'intérêt; 4) GC événement prévu; 5) odds ratio (OR) ou RR, et correspondant à 95% d'intervalle de confiance (IC). Animaux, des études mécanistiques et des articles non-évalués par les pairs ont été exclus. Cette méta-analyse a été réalisée en conformité avec les articles d'information privilégiées pour méta-analyses (PRISMA) liste de contrôle de l'instruction (de la liste de contrôle en liste S1).

Extraction des données et évaluation de la qualité

Quatre auteurs ont évalué indépendamment les études extraites et toutes les données extraites en fonction des critères de sélection prédéterminés. Les désaccords ont été résolus par la discussion. Les informations suivantes ont été recueillies à partir de chaque étude: le nom du premier auteur, année de publication, la conception de l'étude, l'emplacement, l'âge du participant, participant sexe, période d'étude, le type de sujets témoins dans les études cas-témoins, taille de l'échantillon, le type de vitamines évaluées et le type d'admission, l'OR ou RR avec IC à 95% correspondant pour chaque catégorie, et les ajustements pour les facteurs confondants. Lorsque plusieurs articles ont discuté de la même étude, seul le plus récent ou celui avec les données la plus complète a été inclus ici. Un système d'évaluation basé sur l'échelle Newcastle-Ottawa (NOS) a été utilisé pour estimer la qualité des études d'observation. Les études incluses ici ont été évalués pour trois principaux facteurs: l'évaluation de sélection, la comparabilité et l'exposition /résultat. Le score parfait était de 10 étoiles, et les études avec 7 étoiles ou plus ont été définis comme de haute qualité. En raison du risque de surestimation des effets d'intervention bénéfiques ECR de qualité méthodologique faible ou insuffisante, nous avons également évalué les ECR de qualité méthodologique des domaines suivants:. Séquence d'allocation, l'allocation de dissimulation, aveuglante, de suivi, et d'autres préjugés apparents
Analyse

statistique

Toutes les analyses ont été réalisées avec Rev Man Version 5.2 et STATA 12.0. P
< 0,05 a été définie comme significative. ORs ou RRs ont été extraites des études incluses ici, et leurs erreurs standard (SES) ont été calculées à partir de leurs CIs respectifs. Un modèle à effets aléatoires a été utilisé pour quantifier la relation entre l'apport en vitamine et le risque de GC, compte tenu à la fois intra- et inter-étude de la variabilité (τ ^{2). La mesure de l'effet de l'intérêt était RR avec IC à 95%. Parce que l'incidence absolue de GC était faible, le RR était mathématiquement similaire à l'OR dans les études incluses ici. Pour cette raison, tous les résultats ont été signalés comme RR pour la simplicité. Hétérogénéité entre les études a été évaluée avec χ
2et I
2 tests statistiques. [9] Pour évaluer l'hétérogénéité dans toutes les études incluses, les variables de conception de l'étude, la zone géographique, la méthode d'évaluation de l'apport en vitamine, et la dose ont été examinées plus dans un modèle de méta-régression. Les analyses du sous-groupe de stratification ont été réalisées pour évaluer les variations de l'influence de ces variables sur les résultats globaux. Étant donné que les caractéristiques des sujets, la méthode d'évaluation de l'apport en vitamine et des ajustements pour les facteurs confondants différaient entre les études, une analyse de sensibilité a été réalisée pour évaluer toutes les causes possibles d'hétérogénéité et d'évaluer l'impact des différents critères d'exclusion sur le résultat global. L'influence de chaque étude unique sur les résultats a été évaluée en supprimant chaque étude de l'examen un à la fois}

Pour la dose-réponse méta-analyse, seules les études qui se sont inscrites les données suivantes ont été analysées:. Numéro de la cas et des témoins, examiné RR ou OR et leur IC à 95%, et au moins trois catégories d'exposition quantitatives. Pour chaque inclus étude, l'apport de la vitamine moyenne pour chaque catégorie d'exposition quantitative a été attribué un RR. Le biais de publication a été évaluée en utilisant des parcelles de l'entonnoir et la méthode d'essai de Egger [10], [11].

Résultats de la recherche, Caractéristiques de l'étude de

Résultats et évaluation de la qualité

Un total de 47 études publiées 1985-2012 couvrant un total de 1,221,392 participants humains, ont été identifiés dans cette méta-analyse (Fig. 1). Sur les 47 études (tableau 1 et S3 Tableau dans S1 Fichier), 16 étaient en population cas-témoins (PCC) études, [12] - [27] 13 étaient des études (HCC) cas-témoins en milieu hospitalier, [6 ], [28] - [39] 11 essais contrôlés par placebo ont été randomisés (ECR), [7], [8], [40] - [57] et 7 étaient des études de cohorte [5], [58] -. [ ,,,0],64] la taille des échantillons variaient de 216 [57] à 492.559. [59]. Le nombre de cas de GC variait de 2 [7] pour 1124 [16]. Le diagnostic de la GC était basée sur les résultats histologiques dans toutes les études.

Qualité des scores étude observationnelle sont résumés dans le tableau S4 et S5 Table en S1 Fichier. Les scores de qualité allaient de 7 à 10. Le score moyen était de 8 pour les études cas-témoins et des études de cohorte. De cette façon, toutes les études d'observation ont été jugées de haute qualité selon le système d'évaluation NOS. ECR scores de qualité ont également été évaluées en S6 Table en S1 Fichier. Vingt-deux études ont été exclues parce qu'elles ne communiquent pas de données utilisables. Quatre documents ont été exclus parce qu'ils ont rapporté la même étude. Huit études ont été exclues parce qu'elles n'étudient l'association entre l'apport en vitamines et risque GC. Les études non-cohorte et 142 commentaires ont également été exclus.

l'apport en vitamine et risque de cancer gastrique Risque

Un pool d'analyse a été réalisée sur l'ensemble des 47 études. Les RRs multivariables ajustées pour chaque étude et le RR combiné pour le plus élevé par rapport aux catégories les plus faibles de l'apport en vitamine sont présentés sur la Fig. 2. Parmi toutes les études, 29 ont montré une association inverse entre l'apport en vitamines et risque de GC, [6], [12] - [17], [19] - [24], [27] - [30], [34] , [36], [37], [41], [43], [46], [49], [52], [57] - [59], [61], [64] dont 15 étaient statistiquement significatives . [6], [12], [14] - [16], [19], [21], [27], [30], [36], [37], [58], [59], [61 ], [64] En bref, un modèle à effets aléatoires a abouti à un RR groupé pour le plus grand apport en vitamine groupe par rapport au plus bas de vitamine groupe d'admission 0,77 (IC à 95%: de 0,71 à 0,83). hétérogénéité significative a été observée entre les études ( P
< 0.00001, I
^{2 = 55%). Ces résultats indiquent que la consommation élevée en vitamine a été associée à un risque de GC réduite.}

dose-réponse méta-analyse

Huit études qui ont signalé le RR et son IC à 95% ont été inclus dans la dose de vitamine A méta-analyse -response. Le RR sommaire de 1,5 mg /jour (équivalent rétinol) de vitamine A était de 0,71 (IC 95%, 0,62 à 0,81) sans hétérogénéité ( P
< 0.00001, I
^{2 = 22%). Onze études qui répondaient aux critères ont été inclus dans la vitamine C dose-réponse méta-analyse. Le RR sommaire pour 100 mg /jour de vitamine C était de 0,74 (IC 95%, 0,69 à 0,79) sans hétérogénéité ( P
< 0.00001, I
2 = 4% ). Huit études ont été qualifiés dans la vitamine E dose-réponse méta-analyse. Le RR sommaire pour une 10 mg /jour de vitamine E alimentaire apport était de 0,76 (IC 95%, 0,67 à 0,85) sans hétérogénéité ( P
< 0.00001, I
2 = 43%). Le reste résulte présent dans la figure. 3 et S7 Table en S1 Fichier.}

Sous-groupe Analyse

1). Conception de l'étude.

analyse de sous-groupe par la conception de l'étude a été réalisée. associations inverses significatives ont été observées dans les études de PCC (RR, 0,71; IC 95%, 0,66 à 0,76) et les études HCC (RR, 0,76; IC 95%, 0,68 à 0,85). L'analyse combinée des ECR n'a montré aucune association significative avec GC. Sous-groupe méta-analyses de 7 études de cohorte ont montré une diminution significative de la limite en GC à être associée à l'apport en vitamine (RR, 0,85; IC 95%, 0,66 à 1,08) (tableau 2)

2).. Zone géographique.

Des études ont été stratifiés par zone géographique, les RR étaient 0,79 (IC à 95%, de 0,69 à 0,90) pour les études menées en Amérique du Nord, [6], [13], [18], [20 ], [21], [25], [33], [35], [41], [46], [48], [52], [59], [63], [64] de 0,75 (IC à 95% , 0,68 à 0,82) pour les études en Europe. [12], [14], [15], [17], [19], [22], [24], [26], [28], [29], [31], [32], [34 ], [37], [39], [40], [44], [45], [47], [50], [55], [56], [58], [61] Ces résultats indiquent une importante association inverse entre l'apport en vitamines et risque GC (tableau 2).

3). Vitamine Dose.

Analyse par dose de vitamines a montré la posologie (dose faible) inférieure à UL d'être associé à un risque plus faible de GC (Fig. 4). Dans 9 études (n = 152,848), les individus ont reçu des doses au moins 4 fois supérieure à l'AMT (dose élevée), et les RR étaient de 1,20 (IC 95%, 0,99 à 1,44). D'autres personnes ont reçu des doses sous l'UL (faible dose) dans 17 études (n = 1,068,544). Les RR étaient de 0,76 (IC 95%, 0,68 à 0,86) (tableau 2). Il y avait une forte hétérogénéité dans les études à faible dose ( χ
^{2 = 43,31; P
< 0,0001; I
2 = 63%), mais pas dans les études de dose élevés ( χ
2 = 6,72; P
= 0,06; I
2 = 0,0%)
.}

4). . Type de vitamine

Parmi sous-groupe analyse stratifiée par types de vitamines, des études sur la vitamine A (RR, 0,83; IC 95%, 0,74 au 0,92) (vitamine A, le rétinol et le bêta-carotène ont été combinées) [5], [7], [8], [12] - [18], [20] - [27], [29] - [31], [33] - [42], [44] - [47], [50 ] - [56], [58], [60], [61], [64] (RR, 0,83; IC 95%, 0,74 à 0,92), les études sur la vitamine B (toutes les vitamines du groupe B ont été combinées) [8] , [13], [16] - [18], [20], [21], [29], [32], [33], [36] - [39], [42], [54], [ ,,,0],57], [58], [60] (RR, 0,81; IC 95%, 0,66 à 1,00), les études sur la vitamine C [6] - [8], [12] - [30], [32] - [39 ], [42], [43], [45], [47], [49], [51], [53], [54], [58], [60], [64] (RR, 0,66; IC 95%, 0,59 à 0,73), et les études en vitamine E [8], [12] - [26], [29], [33], [34], [36], [37], [39], [40], [42], [44], [45], [47], [48], [50], [53] - [56], [58] - [60], [64] (RR, 0,75; IC 95%, 0,67 à 0,85) a produit des résultats similaires lorsque les catégories de consommation les plus élevés et les plus bas ont été comparés entre les vitamines (tableau 2 et figure dans S1 S2) fichier

5).. Vitamine Source.

Parmi sous-groupe analyse stratifiée par la source de vitamine, pertinente OR et RR et 95% CI correspondant pour chaque catégorie ont été extraites. Les RR étaient 0,79 (IC à 95%, de 0,69 à 0,89) pour les vitamines végétales, [6], [14], [16], [17], [19], [21], [24], [25], [ ,,,0],27] - [29], [33], [35], [38], [60] 0,78 (IC 95%, 0,68 à 0,89) pour les vitamines des animaux, [6], [16], [17], [21 ], [25], [28], [29], [33], [35], [38], [64] et de 0,95 (IC 95%, 0,80 à 1,13) pour les études de suppléments de drogue pertinentes [7], [ ,,,0],8], [26], [45] - [49], [52], [53], [56] -. [59], [61], [63] (tableau 2)

6 ). Autre

Sous-groupe stratification par emplacement et la classification de Lauren, l'absence d'association significative a été montré dans le cardia GC. (RR, 0,93; IC 95%, 0,73 à 1,18) [5], [8], [14], [17], [20], [26], [35], [56], [59], non-cardia GC (RR, 0,94; IC 95%, 0,71 à 1,24) [5], [8], [ ,,,0],13], [14], [17], de type diffus GC (RR, 0,89; IC 95%, 0,58 à 1,38) [5], [14], [33], [56] et de type intestinal GC (RR, 1,03; IC 95%, 0,63 à 1,70). [5], [14], [33], [56] (S2 Figure, S3 Figure, S4 Figure et S5 Figure dans S2 Fichier) Cependant, des associations significatives ont été observées dans l'analyse de sous-groupe par année de publication (avant et après 2000 ) et la taille de l'échantillon (<. 1000 et ≥1000) (tableau 2)

Analyses de sensibilité et méta-régression

les analyses de sensibilité ont été menées pour explorer les causes possibles de l'hétérogénéité et l'effet de divers critères d'exclusion sur le résultat global ont été examinés (données non présentées). Seize études qui ne sont pas ajustés pour l'apport énergétique total ou facteurs alimentaires ont été omis [6] -. [8], [13], [24], [26] - [28], [41] - [43], [45 ] - [47], [49], [51] - [54], [57], [58] Les études restantes produit un RR de 0,75 (IC 95%, 0,69 à 0,82), avec des preuves substantielles de l'hétérogénéité ( P
< 0,0001, I
^{2 = 59%). En limitant l'analyse aux 21 études qui ont été ajustés pour le tabagisme produit des résultats similaires (RR: 0,79, IC à 95%: 0,71 à 0,89), mais l'hétérogénéité était encore détectable ( P
< 0,0001, I
2 = 52%) [6] -. [8], [13], [14], [16] - [18], [20], [21], [23], [24] , [26], [33], [35], [38], [39], [41], [42], [46] - [48], [51], [53], [54] En outre l'exclusion de toute seule étude n'a pas changé les résultats globaux, qui variait de 0,77 (IC à 95%: de 0,69 à 0,85) à 0,80 (IC à 95%: 0,72 à 0,88).}

la méta-analyse-régression a montré que la conception de l'étude ( P
= 0,075), la vitamine dose ( P
= 0,006), et la méthode d'évaluation de l'apport en vitamine ( P
= 0,006) étaient des sources importantes d'hétérogénéité. Conception de l'étude seule explique 8,49% de la τ ^{2 dans les analyses de méta-régression, la vitamine dosage explique 24,54% de la τ 2 et l'évaluation des vitamines apport expliqué 23,84% (S8 tableau dans S1 Fichier).}

publication Bias

Le graphique en entonnoir n'a pas montré d'asymétrie évidente (S6 Figure dans S2 File). Aucun biais de publication a été détectée en utilisant le test de Egger ( P
= 0,254).

Discussion

Dans cette étude, les données étaient disponibles pour plus de 1,2 millions de personnes et plus de 11.000 événements GC. Ce travail a fourni des preuves convaincantes que les vitamines admission est associée à un risque réduit de GC, en particulier à de faibles doses. Cette relation entre l'apport en vitamines et risque GC était évident et cohérent dans un large éventail de sous-groupes stratifiés. La dose-réponse méta-analyse a indiqué que augmentation appropriée des vitamines admission (vitamine A: 1,5 mg /jour, la vitamine C: 100 mg /jour, la vitamine E: 10 mg /jour) ont été associés à une augmentation statistiquement significative diminution du risque de GC: 36 % en vitamine A, 35% en vitamine C, et 32% en vitamine E, respectivement.

en fait, depuis 1970 s, de nombreuses études d'observation et ECR ont évalué la relation entre l'apport en vitamine et le risque de GC , bien que les résultats ont été mitigés. Zheng et Carman ont fourni des preuves que plus l'apport en vitamine peut être pertinente pour la prévention des cancers des organes digestifs supérieurs. [59], [64] Une étude intéressante de la Chine a également signalé la vitamine circulation plus élevée a été associée à un risque réduit d'incident GC [65]. Cependant, d'autres chercheurs ont conclu que la supplémentation en vitamines n'a pas d'impact majeur sur l'apparition de GC [49], [55]. L'écart a plusieurs explications possibles, y compris des différences dans la conception des études et le type de l'apport en vitamine (alimentaire ou supplémentaire), les différences de vitamine dose utilisée, les différences dans l'évaluation des vitamines admission et les biais potentiels dans chaque étude. L'absence d'un résultat statistiquement significatif dans les essais cliniques peut avoir été causé par un quelconque de plusieurs limitations méthodologiques des essais, comme courte période de suivi et des niveaux élevés de vitamines utilisées.

Plusieurs méta-analyses d'essais cliniques randomisés ont également analysé l'effet des vitamines sur la prévention du cancer gastro-intestinal [66] - [69]. Wu a révélé que la vitamine A consommation était inversement associée au risque de GC par une méta-analyse [66], tandis que d'autres chercheurs sont venus à une conclusion opposée. Ils ont constaté que les vitamines antioxydantes suppléments ne peuvent pas empêcher GC, et peuvent même augmenter la mortalité globale [67] - [69]. Cependant, il y avait de nombreuses limites dans ces méta-analyses. Tout d'abord, les ECR inclus dans les méta-analyses précédentes avaient des doses plus élevées que celles habituellement trouvé chez les personnes qui ont mangé un régime alimentaire équilibré, et quelques essais utilisés doses bien au-dessus de la UL recommandée. [7], [40], [44], [45 ], [48], [50] - [52], [55], [56] (S9 Table en S1 fichier) Les doses utilisées dans cette étude sont plus raisonnables. Deuxièmement, dans les articles précédents, de nombreuses études de cas-témoins rétrospective sur ce sujet ont été exclus, en dépit de ce qui a montré que les vitamines fortement apport peut empêcher GC. En fait, la plupart des ECR inclus dans les méta-analyses précédentes ne sont pas conçus principalement pour étudier la relation entre la consommation et les vitamines GC. Cela a conduit à un manque d'ajustement pour les principaux facteurs confondants de GC. En outre, la plupart de ces ECR ont été réalisées chez les personnes à haut risque, comme les fumeurs de longue date, [40], [44], [50], [55], [56] et les sujets ayant des antécédents de lésions précancéreuses, [8] , [42], [54] qui peut ne pas refléter l'apport en vitamines de la population à risque normal. Ainsi, le nombre total de sujets de méta-analyses précédentes n'a pas été très importante et leurs conclusions devraient être traités avec prudence. Le présent document comprend des discussions sur de nombreuses études observationnelles bien conçues. Ceux-ci ont été menées dans des populations à risque normales, et sont étroitement liés au thème. En effet, il ne faut pas supposer que les ECR offrent toujours des preuves de haute qualité pour la thérapie. [70] Les études d'observation de haute qualité sont également des sources importantes de données puissante dans les méta-analyses. [71].

Certaines études ont rapporté d'autres vitamines antioxydantes non »qui affectent la prévention de la GC, [8], [33], [39], [54] d'autres ont mis l'accent sur les vitamines antioxydantes (vitamine A, la vitamine C et la vitamine E). [45], [53], [56] Cependant, dans l'alimentation quotidienne, il est difficile d'établir des distinctions entre les vitamines antioxydantes et non les antioxydants. Dans cette étude, nous les combinons et démontrons vitamines consommation peut réduire le risque de cancer de l'estomac.

Les résultats de cette méta-analyse indiquent que des doses relativement faibles de vitamines peuvent prévenir l'apparition de GC. Dose et mode d'administration sont souvent cliniquement importants et peuvent être manipulés pour prévenir le cancer [72]. Par exemple, dans le célèbre essai clinique ATBC, [56] l'utilisation à long terme de la vitamine A (4 ans) à une dose élevée (7,5 mg /jour, environ 2,5 fois l'UL) ont montré aucun avantage par rapport à la prévention du cancer du poumon à haut risque les individus (les fumeurs). Cependant, dans une étude menée HCC dans le sud-ouest France, l'auteur a souligné que la vitamine A alimentaire (2 mg /jour, inférieure à la UL) pourrait avoir un effet protecteur distinct et important sur la prévention du cancer du poumon. [73] Une partie rétrospective de haute qualité indirectement analyses ont montré que des doses relativement faibles de vitamines (moins UL) empêche plus efficacement le cancer. [74] Ces conclusions sont similaires à notre étude. Notamment, dans l'analyse dose-réponse, nous a révélé que des doses relativement faibles en vitamine A, la vitamine C et la vitamine E peuvent réduire de manière significative le risque de GC (vitamine A: 1,5 mg /jour, la vitamine C: 100 mg /jour, la vitamine E : 10 mg /jour). Ils espèrent être une éventuelle recommandation dosage de l'apport en vitamine pour la prévention de la GC. Cependant, le mécanisme de faibles doses de vitamines à réduire le risque de cancer est encore inconnue. Certains chercheurs ont également révélé que l'administration à long terme des méga-doses de vitamines peut faire ressortir de nombreux effets indésirables.

L'étude actuelle attire également l'attention sur le fait que les vitamines de la nourriture (végétale ou animale) contribuent davantage à la réduction des risques de GC que les suppléments de vitamines synthétiques. Certains chercheurs ont noté que la biodisponibilité des vitamines diffère selon que la vitamine provient de la nourriture ou est synthétique, ce qui pourrait expliquer les résultats. Par exemple, Carr a rapporté des différences de biodisponibilité entre synthétique et kiwi dérivé de vitamine C dans une étude pharmacocinétique croisée randomisée [75]

analyse sous-groupe par types de vitamines, la vitamine A, la vitamine B, la vitamine C et la vitamine E produite. des résultats similaires, mais la vitamine D ne l'ont pas. La vitamine D est pas vraiment une vitamine. Il est le précurseur de l'hormone stéroïde calcitriol et jouent un rôle important dans la détermination du risque de cancer [76]. Accumulation résultats des études précliniques et cliniques suggèrent fortement que la carence en vitamine D augmente le risque de développer un cancer. Les suppléments de vitamine D pourraient être un moyen économique et sûr de réduire l'incidence du cancer et d'améliorer le pronostic du cancer et des résultats. Cependant, dans la méta-analyse actuelle, seulement 5 études cas-témoins ont exploré l'association entre la vitamine D et le risque GC [8], [20], [29], [37], [39]. Cela pourrait être la raison de cet écart.

Au cours des 3 dernières décennies, de nombreuses études ont rapporté que les mécanismes de différents types de vitamines peuvent réduire le risque de GC. Cela inclut la vitamine qui fonctionnent sous une forme oxydée de manière irréversible, les vitamines qui réduisent la concentration de nitrite dans l'estomac, et des vitamines qui affectent les dommages des radicaux médiée libre de l'épithélium gastrique [75]. En outre, certaines études ont montré que la vitamine E est un antioxydant liposoluble puissant et pourrait être impliqué dans la prévention de la GC en réduisant le stress oxydatif [77].

Points forts de l'étude et

Le courant Limitations étude a plusieurs points forts. Premièrement, il traite à la fois non-antioxydant et des vitamines antioxydantes et couvre un grand nombre de sujets humains (1,221,392). Cette augmentation de la puissance statistique de l'analyse considérablement. Deuxièmement, ces résultats sont moins susceptibles d'être expliqué par le rappel et biais de sélection en raison de l'inclusion de 18 études prospectives (11 ECR et 7 études de cohorte). Troisièmement, une association statistiquement significative n'a été observée dans la plupart des sous-groupes qui ajustés pour les facteurs confondants. Ces sous-groupes ont donné des résultats semblables à ceux des autres sous-groupes. Quatrièmement, l'étude actuelle non seulement inclus ECR, mais aussi de nombreuses autres études d'observation de haute qualité. Cela a été bénéfique pour identifier la relation entre les vitamines et GC. En cinquième lieu, une relation dose-réponse significative a été observée entre l'apport en vitamines et risque GC (Tableau 2). Enfin, cette étude est la première pour discuter de l'influence de la dose dans la relation et l'effet de toutes sortes de vitamine comparer avec les premières études.

Plusieurs limites doivent être abordées dans cette étude. Tout d'abord, les études incluses dans cet article ont été menées dans différents pays depuis les années 1980 s, mais certaines études ont eu des conceptions erronées, ne sont pas conçus principalement pour étudier les vitamines consommation, et manquait de stratification. Cela rend la combinaison de ces études avec un modèle à effets aléatoires problématique. La seconde limite est que la qualité et la puissance de toute méta-analyse dépendent de la qualité et la comparabilité des données des études incluses. L'analyse serait plus convaincante si les données originales étaient disponibles, ce qui rend une estimation de réglage possible. Nous avons tenté de contacter les auteurs des études originales pour obtenir des informations plus détaillées. Cependant, il est très difficile d'obtenir toutes les données originales en ce qui concerne les études publiées. Troisièmement, la gamme de vitamine pris en charge par les individus avec l'apport de la vitamine la plus faible et les personnes les plus différait entre les études, qui ont provoqué l'hétérogénéité dans l'analyse groupée. Quatrièmement, il y avait relativement peu d'études admissibles de l'analyse dose-réponse. Ces études contenaient quelques études de cohorte et cas-témoins. De plus en plus d'études approfondies sont nécessaires.

Implications

Les résultats actuels peuvent avoir plusieurs implications. Tout d'abord, l'apport en vitamine peut réduire le risque de GC, mais la consommation excessive et à long terme pourrait perturber cette fonction anti-tumorale. Deuxièmement, les vitamines alimentaires pourraient empêcher GC plus efficacement que les suppléments. Troisièmement, selon les résultats de la méta-analyse, l'apport global en vitamine peut réduire le risque de GC de 23%. Cette réduction pourrait se traduire par une diminution de moins de 169.740 décès par GC et 227,608 nouveaux cas par an dans le monde [1]. Enfin, le niveau bas, mais suffisant apport en vitamine voulue peut être obtenue par la consommation de fruits et de légumes. Ceci est cohérent avec des résultats indiquant consommation de fruits et légumes est inversement associée à l'incidence de la GC [78].

Conclusions

En résumé, contrairement au début des études, cet article mené des études d'observation bien conçues qui menée dans les populations à risque normal et discuter de l'influence de la dose dans la relation et l'effet de toutes sortes de vitamines. Elle montre clairement que de faibles doses de vitamines peuvent réduire de manière significative le risque de GC, en particulier la vitamine A, la vitamine C, la vitamine E. Cependant, en raison des distorsions et des facteurs de confusion potentiels, ces résultats doivent être traités avec prudence. Plus et mieux conçus grands essais cliniques devraient utiliser des doses appropriées de vitamines afin de générer une association plus visible entre l'apport en vitamine et le risque de GC.

Informations complémentaires
S1 Liste PRISMA.
d'information privilégiées Articles pour méta-analyses (PRISMA) liste de vérification de la déclaration
doi: 10.1371. /journal.pone.0116060.s001
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S1 Fichier.
Soutien Tableaux d'information. S1 Tableau Stratégie de recherche dans PubMed et Cochrane Library. Tableau S2. Stratégie de recherche dans ScienceDirect. Tableau S3. Caractéristiques des études incluses. Tableau S4. La qualité méthodologique des études cas-témoins inclus dans la méta-analyse. Tableau S5. La qualité méthodologique des études de cohorte inclus dans la méta-analyse. Tableau S6. La qualité méthodologique des ECR inclus dans la méta-analyse. Tableau S7. Analyse dose-réponse. Tableau S8. La méta-analyse-régression. Tableau S9. les niveaux d'apport maximal tolérable de vitamines
doi: 10.1371. /journal.pone.0116060.s002
(DOCX)
S2 fichier.
Soutenir l'information Figures. La figure S1. l'analyse du sous-groupe: parcelle forestière de type vitamine. CI, intervalle de confiance; df, degrés de liberté; I2, le pourcentage de la variation totale dans toutes les études qui est causée par l'hétérogénéité plutôt que par Squares hasard ou de diamants à la gauche de la ligne verticale solide indiquent avantage à chaque type de l'apport en vitamine; cela est classiquement significative (P < 0,05) que si la ligne horizontale ou le diamant ne se chevauchent pas la ligne verticale solide. Les risques relatifs sont analysés avec le modèle à effets aléatoires. La figure S2. l'analyse du sous-groupe: parcelle forestière de la classification de Lauren (intestinale). CI, intervalle de confiance; df, degrés de liberté; I 2, le pourcentage de la variation totale dans toutes les études qui est causée par une hétérogénéité plutôt que par hasard. La figure S3. l'analyse du sous-groupe: parcelle forestière de la classification de Lauren (diffus). CI, intervalle de confiance; df, degrés de liberté; I 2, le pourcentage de la variation totale dans toutes les études qui est causée par une hétérogénéité plutôt que par hasard. La figure S4. l'analyse du sous-groupe: parcelle forestière de l'emplacement (cardia). CI, intervalle de confiance; df, degrés de liberté; I 2, le pourcentage de la variation totale dans toutes les études qui est causée par une hétérogénéité plutôt que par hasard. Les risques relatifs sont analysés avec le modèle à effets aléatoires. La figure S5. CI, intervalle de confiance;

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