La répartition géographique frappante de la mortalité par cancer de l'estomac en Espagne: hypothèses environnementales revisited

La répartition géographique frappante de la mortalité par cancer de l'estomac en Espagne: hypothèses environnementales revisités
Résumé de l'arrière-plan
cancer gastrique diminue dans la plupart des pays. Alors que le développement socio-économique est le principal facteur auquel cette baisse a été attribuée, d'énormes différences entre les pays et au sein des régions sont encore observées, avec les principaux facteurs qui restent insaisissables. Cette étude décrit la répartition géographique de la mortalité par cancer de l'estomac au niveau municipal en Espagne, 1994-2003.
Méthodes
lissée risques relatifs de mortalité par cancer de l'estomac ont été obtenus, en utilisant le modèle spatial autorégressif Besag-York-Mollie. Résultats de cartes décrivant le risque relatif (RR) des estimations et des probabilités a posteriori de RR étant supérieur à 1 ont été tracées.
De 1994 à 2003, 62184 décès par cancer gastrique ont été enregistrés en Espagne (7 pour cent de tous les décès dus à des tumeurs malignes ). La répartition géographique était similaire pour les deux sexes. RRs affiche un sud-nord et la côte-intérieur des terres dégradé, avec des risques plus faibles étant observés en Andalousie, le littoral méditerranéen, les Baléares et les îles Canaries et la côte cantabrique. Le risque le plus élevé a été concentrée le long de la côte ouest de la Galice, de larges zones de la Castille & communauté autonome Leon, la province de Cáceres en Estrémadure, Lleida et d'autres régions de la Catalogne.
Conclusion
En Espagne, le risque de mortalité par cancer gastrique affiche une répartition géographique frappante. Avec quelques différences, cette tendance persistante et unique est similaire à travers les sexes, ce qui suggère l'implication des expositions environnementales provenant de sources, comme l'alimentation ou l'eau du sol, ce qui pourrait avoir une incidence sur les deux sexes et les zones géographiques délimitées. En outre, les sex-ratios plus élevés trouvés dans certaines régions présentant un risque élevé de mortalité par cancer lié au tabagisme chez les hommes soutiennent le rôle du tabac dans l'étiologie du cancer gastrique.
Contexte
cancer gastrique a tracé une tendance très différente de celle de d'autres tumeurs malignes au cours des dernières décennies, avec une baisse marquée de l'incidence et de la mortalité, décrite par la communauté scientifique comme un «triomphe imprévu» [1]. Cependant, cette tumeur se classe toujours quatrième en termes d'incidence et deuxième de la mortalité par cancer dans le monde [2]; en 2002, il y avait plus de 900.000 nouveaux cas de cancer de l'estomac dans le monde, dont 66% ont eu lieu dans les pays moins développés [3].
Une des caractéristiques épidémiologiques de cette tumeur est la présence de différences géographiques marquées dans le monde entier. Les taux d'incidence les plus élevés ont été signalés dans les registres du cancer coréens et japonais, où les taux sont dix fois celles des États-Unis. Fait intéressant, le modèle de risque du monde géographique est très similaire dans les deux sexes, le rapport sexuel étant stable -généralement dans l'ordre de 2 à travers les régions de haute et basse incidence [3]. Ce fait suggère que les expositions environnementales pourraient jouer un rôle important dans la carcinogenèse de cette tumeur, qui ne sont pas encore bien compris.
Dans l'ensemble, les tumeurs gastriques représentent plus de 90% des adénocarcinomes (AC), mais il y a deux groupes AC bien différenciés , à savoir, type intestinal et diffus [4], avec différentes caractéristiques cliniques, épidémiologiques et pathologiques. Le type intestinal est plus répandue chez les hommes et les personnes âgées, a tendance à être situées dans les parties de noncardia de l'estomac, et est prédominante dans les groupes socio-économiques les plus bas et les zones à haut risque. En outre, il est le type auquel le déclin dans le cancer gastrique chez les populations à risque élevé a été attribué [5, 6]. L'alimentation et l'infection à H. pylori sont considérés comme des facteurs les plus importants impliqués dans ce type de cancer. Diffuse AC, avec un M:. F rapport en bordure sur l'unité, est le type histologique le plus courant dans les néoplasmes du cardia gastrique, est plus fréquente chez les jeunes, et a été lié à des facteurs liés à la Constitution [7, 8]
Comme mentionné ci-dessus, le cancer gastrique a été lié avec le statut socio-économique. Au niveau individuel, cette variable peut être liée à des habitudes alimentaires, l'infection par Helicobacter pylori, la consommation de tabac, et, dans une moindre mesure, les expositions professionnelles qui se déroule dans des emplois moins qualifiés [9, 10]. Au niveau écologique, cette variable pourrait refléter des différences dans les expositions environnementales associées à la pollution et d'autres expositions dangereuses [11, 12]. Pourtant, la relation entre cette variable et la fréquence du cancer gastrique est pas universellement robuste, car les pays ayant un niveau socio-économique élevé, comme le Japon, à maintenir des taux élevés de cette maladie.
En Espagne, les études géographiques précédentes en utilisant les provinces comme des unités d'étude ont montré que les taux de mortalité par cancer gastrique affichent une distribution spatiale singulière, qui était semblable à travers les sexes et différent de celui de toute autre tumeur [13]. En outre, ce modèle -avec certains Modifications- a été très constante au cours des dernières décennies. Afin d'améliorer la description des zones à haut risque, dans le présent document, nous utilisons des données agrégées au niveau municipal, les plus petites limites administratives géographiques qui peuvent être utilisés pour tout le pays. Cette approche présente certaines limites, puisque peu les zones peuplées avec peu ou zéro cas peut générer des valeurs de RR extrêmes. Cependant, les progrès récents dans le domaine de l'épidémiologie spatiale ont ouvert la voie à de nouvelles méthodes de cartographie de la maladie, qui permettent à ces défis avec succès pour être réunis [14]. La stratégie la plus largement utilisée pour résoudre les problèmes posés par l'analyse de petite surface est d'estimer la répartition spatiale des risques au moyen de simulation basés sur des modèles hiérarchiques bayésiens. Analyse des petites zones améliore l'interprétation des résultats et de la capacité de détecter les effets locaux liés à des problèmes environnementaux, tout en réduisant les préjugés écologiques.
L'objectif de cette étude était de montrer les patrons de répartition spatiale de la mortalité par cancer de l'estomac chez les hommes et les femmes dans Espagne, et aider à générer de nouvelles hypothèses qui pourraient servir à expliquer ces tendances. En supposant que la mortalité par cancer du poumon est lié à la prévalence des fumeurs de tabac, nous montrons également des cartes illustrant la répartition municipale de la mortalité par cancer du poumon en Espagne.
Méthodes
Comme source de cas, nous avons utilisé les entrées individuels de décès pour la période 1994-2003 correspondant à un cancer gastrique (Classification internationale des maladies, 9 e révision [CIM-9], le code 151) et le cancer du poumon (CIM-9, code 162). Ces données, qui comprennent des informations sur la ville de résidence au moment du décès, ont été fournies par l'Institut national de la statistique, ventilées par groupe d'âge (18 groupes) et le sexe. Les populations municipales, également ventilées par groupe d'âge et le sexe, ont été tirées de la liste électorale 1996 et recensement de 2001. Ces années correspondent aux points médians des deux quinquennats qui composent la période d'étude (1994-1998 et 1999-2003). Les années-personnes pour chaque période de cinq ans ont été estimées en multipliant ces populations par 5.
La méthodologie a été expliqué par ailleurs plus en détail [15]. En bref, les taux de mortalité par cancer normalisés gastriques (SMR) ont été calculés comme le rapport entre l'observé et le nombre prévu de décès. Pour le calcul des cas attendus, les taux globaux de mortalité par âge espagnol pour les deux périodes de 5 ans ont été multipliés par années-personnes de chaque ville, ventilées par groupe d'âge, le sexe, et quinquennium.
Risques relatifs municipaux lissées ( RRS) à des fins d'établissement de cartes de traçage ont été estimés, par des modèles de Poisson spatiales de montage avec des termes de deux effets aléatoires qui ont pris en compte les éléments suivants: a) la contiguïté municipale (terme spatiale); et b) l'hétérogénéité municipale. Ces modèles entrent dans la catégorie de l'autorégression dite conditionnelle (CAR) modèles proposés par Besag, York et Mollie [16], et ont été ajustées en utilisant la chaîne bayésienne Markov Monte Carlo méthodes de simulation avec prieurs non informatives [17]. La convergence des simulations a été vérifiée à l'aide de la BOA (Output Analyse bayésienne) bibliothèque de programmes de R [18]. Étant donné le grand nombre de paramètres des modèles, l'analyse de la convergence a été réalisée sur un échantillon aléatoire de 10 villes, en prenant des strates définies par la taille des municipalités. distributions postérieures du risque relatif ont été obtenus en utilisant WinBugs [19]. Le critère de contiguïté utilisé était la contiguïté des limites municipales. Les résultats de ces modèles ont été inclus dans un système d'information géographique pour tracer des cartes qui dépeint lissées estimations de RR et la distribution de la probabilité a posteriori que RR > 1 (version bayésienne de la valeur de p). Dans la mesure où cet indicateur est concerné, les probabilités ci-dessus 0,8 devraient être considérées comme statistiquement significatives [20]. . Par la suite, nous avons calculé le ratio des RRs estimés chez les mâles et les femelles par municipalité
En outre, un modèle similaire a été construit pour le cancer du poumon (uniquement des hommes); son modèle spatial pourrait être considéré comme un indicateur de substitution des fumeurs de prévalence masculine en Espagne.
Résultats
De 1994 à 2003, un total de 62184 décès par cancer gastrique ont été enregistrés en Espagne (37963 chez les hommes et chez les femmes 24221) , ce qui représente 7% de tous les décès dus à des tumeurs malignes dans tout le pays durant cette période. Le tableau 1 énumère un certain nombre de statistiques descriptives pour les sexes.Table 1 Résumé de la population et de la mortalité par cancer gastrique dans 8072 villes et villes d'Espagne, 1994-2003.

Total

Mean

Standard
Deviation

Min.

Max.

P10

Median

P90

No. (%) Avec zéro chiffres
population de
MEN
19698855
2440
20161 3
1356000
48
293
3626
0
observé
37963
4,70
39,36
0
2746
0 1
7
3205
attendu
38199
4,73
41.66
0,01
2874
0,19
0,94
7,24
0
SMR
- 1,04
1,61
0
28,57
0
0.69
2,59
3205
RR
- 1,08
0,22
0,41
2,55
population de 0,83
1,04
1,38
0
FEMMES
20549210
2545
22612 1
1547000
43
281
3690
0
observé
24221
3,00
28.01
0
1959
0
0
5
4156
attendu
24315
3.01
29.97
0.00
2089
0.10
0,54
4,50
0
SMR
- 1,07
2,28
0
50.00 0
0
2,75
4156
RR
- 1,10
0,25
0,23
2,63
0,84
1,06
1,41
0
Pour donner une image globale, la figure 1 montre les taux de mortalité par cancer de l'estomac par province normalisés selon l'âge. Également à titre de référence, le tableau 2 présente les taux provinciaux normalisés selon l'âge (ASR) de la mortalité par cancer de l'estomac par sexe. La province plus forte mortalité chez les deux sexes était Burgos (ASR chez les hommes: 31.01; ASR chez les femmes: 13.81), suivie de Palencia y Pontevedra. En revanche, Santa Cruz de Tenerife et les îles Baléares ont présenté les taux de mortalité les plus bas chez les hommes et les femmes, respectivement (ASR chez les hommes et 10,88 ASR chez les femmes 4,46). Figure 1 Les taux provinciaux normalisés selon l'âge gastrique mortalité par cancer (les deux sexes). Espagne, 1994-2003.
Tableau 2 normalisés selon l'âge gastriques taux de mortalité par cancer selon le sexe et la province en Espagne, 1994-2003.


Femmes hommes

Autonomous
Region

Province

Observed
cases

ASR

Observed
cases

ASR

Male:female
Ratio

Andalusia
Almería
331
14.14
193
6.41
2.21
Cádiz
828
18.35
485
7,51
2,44
Córdoba
554
13,67
316
5,44
2,51
Granada
620
14.35
399
6,87
2,09
Huelva
364
15,75
243
7,56
2,08
Jaén
527
14,59
302
6,80
2.15
843
14,33
425
5,20
2,76 de
Málaga Sevilla
1126
14.93
650
5.83
2.56
Aragon
Huesca
284
15.77
192
8.43
1.87
178
15.00
126
8.14
1,84 de
Teruel Zaragoza
875
15.60
631
7.47
2.09
Asturias
Asturias
1242
17.45
875
7.83
2.23
Balearic 485
11,61
266
4,46
2,60
Pays basque Îles Baléares Îles de
Alava
351
22,87
198
9,37
2,44
748
19,74
410
7,25
2,72
Vizcaya Guipuzcoa
1312
20,33
726
7,55
2,69
Îles Canaries
Las Palmas
440
12,70
250
5,40
2,35
St.Cruz Tenerife
397
10.88
254
5.11
2.13
Cantabria
Cantabria
544
16.59
333
6.49
2.56
Castile Albacete la Mancha
308
14,64
189
6,95
2.11
Ciudad Real
560
19.35
349
8,20
2,36
Cuenca
310
19.22
161
7,77
2,47
Guadalajara
214
17,81
128
8,42
2.12
Toledo
601
17.95
382
8.18
2.20
Castile-Leon
Avila
315
21.30
160
8.09
2.63
Burgos
740
31.01
479
13,81
2.25
Leon
813
21.90
513
9,35
2,34
Palencia
355
28.38
244
12,64
2.25
Salamanca
561
21.31
357
9,86
2.16
Segovia
275
24.05
169
10,71
2.25
Soria
191
22.24
126
10,70
2,08
Valladolid
657
22,74
415
9,69
2,35
Zamora
385
21.90
244
10.08
2.17
Catalonia
Barcelona
4063
15.41
2679
6.65
2.32
Girona
465
13,89
330
6,87
2.02
Lleida
474
17.35
276
7,44
2,33
Tarragona
475
13.13
277
5.66
2.32
Extremadura
Badajoz
666
17.90
360
6.75
2.65
Cáceres
536
19,98
349
8,82
2,27
Galicia
A Coruña
1317
19,84
907
8,71
2.28
Lugo
567
17,73
403
9.14
1,94
Ourense
518
17,50
416
9.24
1,89
Pontevedra
1144
La
de 24.21 906
11,69
2,07
La Rioja Rioja
323
18.10
180
7.51
2.41
Madrid
Madrid
4084
15.92
2799
7.00
2.27
Murcia
Murcia
781
14.29
540
7.29
1.96
Navarre
Navarre
599
17.93
376
7.83
2.29
Valencian Région
Alacant
1165
15,55
687
7,02
2.22
Castello
483
16,76
307
8.11
2,07
Valencia
1895
16.23
1187
7.05
2.30
Ceuta
Ceuta
46
16.18
28
6.85
2.36
Melilla
Melilla
28
10.01
25
7.71
1.30
Les chiffres de l'ASR = âge Taux normalisé. 2 et 3 représentent les RRs lissées pour les hommes et les femmes, ainsi que la répartition spatiale des probabilités a posteriori d'avoir un risque relatif supérieur à 1 dans chaque sexe. Les cartes de RR lissées permettent des zones homogènes à délimiter. Chez les hommes, il y avait une immense zone de l'excès de risque couvert: la Communauté autonome de Castille & Leon; la moitié ouest de Cáceres et le nord de Badajoz, en Estrémadure; des domaines spécifiques dans les provinces de Tolède, Guadalajara, Cuenca et Ciudad Real en Castille-La Manche; La Rioja; et, la Navarre et le Pays Basque. En outre, il y avait deux zones à risque clair en excès, à savoir, la côte atlantique de la Galice et l'intérieur de la Catalogne, qui comprend les districts de Ripollés dans la province de Girona, et Pallars Sobirá et Alto Urgel à Lleida. Figure 2 Répartition municipale de la mortalité par cancer de l'estomac chez les hommes: a) lissée risque relatif (RR); . B) probabilité a posteriori de RR étant supérieur à 1. L'Espagne 1994-2003
Figure 3 Répartition municipale de la mortalité par cancer de l'estomac chez les femmes: a) lissée risque relatif (RR); b) probabilité a posteriori de RR étant supérieur à 1. L'Espagne 1994-2003.
Alors que la tendance générale était très similaire chez les femmes, certaines différences sont néanmoins en preuve. La zone de risque supplémentaire correspondant à Castille & Leon était plus grande, en ce qu'il comprenait presque toute la province de Cáceres, les quatre provinces de la Galice, et la plupart du territoire en Aragon. En revanche, aucun risque accru a été observé dans les régions du nord du Pays Basque et de Navarre. Une caractéristique remarquable a été la marque sud-nord et la côte-intérieure modèle de la mortalité par cancer gastrique chez les deux sexes, avec un faible risque relativement important, de mourir de ce cancer dans les provinces andalouses et méditerranéennes de l'Espagne, les îles Canaries et des Baléares, et une partie de la côte cantabrique.
montré dans le tableau 3 sont les ERMG et RRs pour une sélection de villes avec excès de risque de mortalité par cancer de l'estomac. Les villes devaient avoir RRs de plus de 1,50, sur la base d'une différence entre les nombres observés et attendus égal ou supérieur à 3 cas, et une probabilité postérieure de plus de 0,9: un total de 67 villes appartenant à 7 communautés autonomes, satisfait à ces critères . Un total de 55% des villes choisies étaient situées en Galice, en particulier dans les provinces de Pontevedra et La Corogne. Une attention particulière doit être attirée sur le fait que 9 des 10 communes avec le plus d'excès de risque chez les hommes et les femmes étaient galicien, et que 7 d'entre eux, tous couchés dans la province de Pontevedra, étaient les mêmes pour les deux sexes (Bueu, Cangas, A Guarda, Vilaboa, Moaña, O Grove et Marín). En effet, Bueu et Cangas étaient les villes qui ont enregistré les plus fortes RRs dans l'ensemble de l'Espagne, pour hommes et femmes alike.Table 3 Villes avec 5 ou plus de décès de cancer gastrique qui ont montré RRs de plus de 1,5 chez les hommes ou les femmes, sur la base d'un la différence entre le nombre de décès observés et attendus est égal ou supérieur à 3, et une probabilité a posteriori > = 0,9 (1994-2003).
Région autonome

Ville
province
Hommes
Femmes



Observed

Expected

SMR

RR

Observed

Expected

SMR

RR

Asturias
Asturias
Langreo
93
52.1
1.79
1,57
45
36,7
1,23
1.21
Ciudad Real
Solana (la)
Castille La Manche
21
14,1
1,49
1.18
22
8.4
2,63
1,51
Castille & Leon
Burgos Aranda de Duero
38
26,4
1,44
1,45
31
15,6
1.99
1,68
Belorado
7
3.3
2.12
1,48
7
2.0
3,44
1,55
Briviesca
13
6.2
2.10
1,52
8
4.0
2.02
1,58
341
151,4
2.25
2.13
208
102,3
2.03 de
Burgos 1,97
Ibeas de Juarros
5
1.5
3,29
1,74 1
0,7
1,40
1.75
5
Lerma 2.9
1,74
1,63
5
1.8
2,71
1,94
Salas de los Infantes
7
2.9
2,38
1,63
1
1.6
0,63
1,49
Sasamón 8
2,7
2,94
1,62 2
1.5
1,34
1,73
Leon
Bustillo del Páramo 4
3.1
1,29
1,30
7
1,7
4,20
1,59
Santa María del Páramo
3
3.2
0,93
1,33 8
1.9
4.12
1,76
Villarejo de Órbigo 1
5.2
0,19
1,15
9
3.1
2,88
1,52
Becerril de Campos de Palencia
6
1.8
3,35
1,63
4
1.3
3.19
1,63
Carrión de los Condes
6
3.0
2.00
1,58 4
2.6
1,56
1,54
Dueñas
7
3.4
2,04
1,59 2
1.8
1.12
1,57
Palencia
133
76,7
1,74
1,68
89
53,2
1,67
1,65
Saldaña
12
3.6
3,30
1,59
7
2.3
3,06
1,55
Venta de Baños
9
6.4
1,40
1,55 8
4.1
1,96
1,69
Villada 4
1.9
2.13
1,51
7
1.6
4,41
1,52
Villarramiel
5
1.4
3,62
1,58 1
1.1
0,89
1,42
Salamanca
Bejar
39
19,8
1,97
1,57
22
13.6 2
1.6
1,24
1.20
6
1.1
5,59
1,53
Valladolid
1,62
1,34
Hinojosa de Duero
Laguna de Duero
13
7.4
1.75
1,51
5
3,8
1,32
1,37
Peñafiel
10
5.9
1,69
1,48
10
3,8
2,60
1,67
Gallegos del Río
Zamora 2
1.8
1.14
1,19
5
1.0
5.12
1,60
Communauté Valencienne
Santa Pola Alicante
35
15,4
2,27
1,84
8
8.6
0,93
0.99
Cantabria
Cantabria
Reinosa
22
13,4
1,64
1,51
7
8.9
0.79
0,97
Extremadura
Badajoz
Calamonte
7
4.7
1,48
1,28
12
2,7
4,39
2.00
Cáceres Membrio 1
1,7
0,59
1.25
6
1.1
5,38
1,53
Galicia
Corogne
31
16,0
1,94
1.75
15
11,0
1,37
1,41
Camariñas
Boiro
20
6,7
2,96
2.02
6
4.5
1,33
1,38
Carnota
16
7.2
2,24
1,82
10
5.6
1,78
1,51
Cee
12
7,0
1,72
1,51
7
5.0
1,41
1,41
Lousame
14
5,7
2,48
1,69
5
4.0
1,24
1,31
Malpica de Bergantiños
13
8,5
1,53
1,32
13
5.8
2,24
1,63
Mazaricos
15
7.1
2.12
1,57
6
5.7
1,06
1,33
28
10,5
2,66
2,00
16
8.2
1,95
1,55
Noia
26
12.8 de Muros
2,04
1,73
15
9.9
1,51
1,38
Porto do Son
17
10.1
1,69
1,70
14
7.7
1,81
1,55
Puebla del Caramiñal
17
9.3
1,82
1,73
12
6,8
1,77
1,61
Ribeira
37
23,2
1,60
1,64
28
15,4
1,81
1,71
Lugo
Xove
2
4.5
0,45
1.02 8
2,8
2,91
1,58
Orense
Cualedro
5
4.9
1,02
1,09
10
2,7
3,66
1,64
Monterrei
5
6.9
0,72
1,10 8
3.9
2,06
1,67
Verín
28
14,7
1,90
1,38
25
9,0
2,77
1,95
Pontevedra
Bueu
33
10.4
3.18
2,55
21
6,8
3,08
2,63
Cambados
18
10.8
1,66
1,61
9
7.1
1,26
1,63 Cangas
49
19,0
2,58
2,46
31
12.7
2,44
2,48 15
9.1
1,65
1,40
11
5,9
1,85
1,57
Grove (o)
21

Gondomar 9.6
2.19
1,89
18
6.3
2,84
2,33
Guarda (a)
25
8,5
2,94
2,43
16
6.1
2,62
2,36
Marín
35
19,1
1,83
1,87
27
13,2
2,05
2.10
Meis
9
4.9
1,83
1,52
7
3,8
1,83
1,54
Moaña
23
14,3
1,61
1,95
27
9.7
2,77
2,50
Mos
16
11,2
1,43
1,40
12
7.5
1,59
1,54
Neves (as)
9
6.0
1,51
1,29
10
4.4
2,26
1,65
Nigrán
11
11.8
0,93
1,24
13
8.3
1,57
1,54
Ponteareas
24
15,9
1,51
1,38
27
11,1
2,44
1,74
39
22,9
1,70
1,52
22
16,0
Redondela 1,38
1,45
Rosal (o) 8
6.1
1,30
1,66
11
4,4
2,52
2.00
Salvaterra do Miño
14
8.6
1,64
1,35
15
6.5
2,31
1,66
Sanxenxo
18
14.5
1,24
1,43
14
9.3
1,51
1,64
Tui
20
13,9
1,44
1,39
16
10.7
1,49
1,54
18
5.7
3.14
2,05
11
3,9
2,79
2.16
Vilagarcía de Arousa de Vilaboa
49
28,2
1,74
1,58
39
19,5
2,00
1,72
Vilanova de Arousa
26
13,8
1,89
1,73
29
9.2
3.14
2,40
SMR = Ratio de mortalité standard. RR = risque relatif. p = probabilité a posteriori que RR > 1.
Figure 4 représente les rapports sexuels obtenus sur la base des enregistrements de ressources lissées, ainsi que la mortalité due au cancer du poumon de distribution chez l'homme. Il est à noter que les zones les plus à risque de mourir du cancer du poumon chez les hommes présentent des ratios de mortalité du sexe les plus élevés de cancer gastrique. Figure 4 Répartition municipale de: a) gastriques rapports sexuels de cancer obtenus sur la base de RRs lissées; b) la distribution municipale de mortalité par cancer du poumon chez les hommes.
de discussion
Cette étude met en évidence la persistance d'une tendance géographique marquée du risque de mortalité par cancer gastrique en Espagne, ce qui affecte les deux sexes et qui n'a pas été observé pour toute autre tumeur. Une mention spéciale doit être faite du risque élevé qui se prolonge à travers une large bande du Plateau Ibérique du Nord (Meseta de
), couvrant la région autonome de Castille & Leon et la diffusion nord-est vers le Pays Basque, la Navarre et de La Rioja, et à l'ouest vers le Portugal et le nord de l'Estrémadure. En outre, deux autres zones avec excès de risque ont été identifiés, à savoir, la côte atlantique de la Galice et l'intérieur de la Catalogne. La similitude de ce modèle chez les hommes et les femmes et son maintien dans le temps suggèrent que la distribution de cancer de l'estomac ici en Espagne pourrait être lié à des expositions environnementales de longue date partagées par les deux sexes, comme le cancer gastrique est connu pour être le résultat de décennies d'interaction entre chronique l'inflammation et l'exposition à des agents cancérigènes.
en ce qui concerne l'interprétation des résultats, certains facteurs doivent être pris en compte. Tout d'abord, la mortalité est pas le meilleur indicateur pour étudier la distribution du cancer. Cependant, la mortalité continue d'être la seule source d'information exhaustive sur le cancer en Espagne.

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