Введение
<р> Несмотря снизились заболеваемость и смертность от рака желудка в течение последних нескольких десятилетий, эта болезнь остается пятой наиболее часто встречающихся рака и третьей ведущей причиной смертности от онкологических заболеваний [1]. По последним данным статистического исследования в США, 24,590 новых случаев рака желудка был поставлен диагноз, и 10,720 смертей, вызванных этим заболеванием были зафиксированы в 2015 году [1]. Факторы риска развития рака желудка включают курение табака, чрезмерное потребление алкоголя, диеты с низким содержанием фруктов и овощей, диеты с чрезмерным соли и нитратов, мужского пола, и инфекции с Helicobacter [2] пилори. Наиболее значимые этиологические факторы включают инфекции H. Pylori, курение табака, и тяжелый алкоголь пить [3]. Таким образом, понимание факторов риска и основной механизм развития рака желудка имеет жизненно важное значение для разработки стратегий профилактики для лечения рака желудка.
<Р> Потеря зубов существенно влияет на жевание, диеты, потребление питания, эстетики и выбор продуктов питания. Эпидемиологические исследования были проведены, чтобы определить связь между потерей зубов и предрасположенностью к раку желудка [4-12]. Однако результаты этих исследований противоречивы и непоследовательны. Большинство исследований сообщили, что потеря зуба коррелирует с раком желудка риска [5, 6, 8-10, 12], в то время как другие исследования не выявили значимую связь [4, 7, 11]. Учитывая неблагоприятный прогноз рака желудка и общей заболеваемости потери зубов, мы провели мета-анализ, чтобы суммировать связь между потерей зубов и раком желудка. Освещающий эти отношения могут подчеркнуть важность профилактических методов для рака желудка.
Поиск литературы
<р> Поиск литературы в базах данных PubMed и EMBASE не проводилась до апреля 2015 года следующие условия поиска были использованы без каких-либо ограничений: желудка или язвы желудка; рак, рак, опухоль, или опухоль; и зуб, зубы, выпадение зубов, потеря зубов, или стоматологического статуса. Ссылки были получены из подходящих статей
Критерии
<р> Исследования были включены в мета-анализ, если они отвечают следующим критериям:. (1) воздействие интерес был потеря зуба; (2) результат был желудочный заболеваемость раком; и (3) относительный риск (ОР), отношение шансов (OR), или риск опасности (HR) с соответствующим 95% доверительный интервал (ДИ) было сообщено, или исходные данные для оценки сырой нефти или, РР, или HR с соответствующими 95% ДИ были доступны. Кроме того, исследования заболеваний пародонта и желудка риск развития рака, были исключены, если они не предоставили информацию о количестве зубов. Если дублированные данные были представлены в нескольких исследованиях, было включено только исследование с наибольшим размером выборки.
Статистический анализ
<р> Этот мета-анализ подвел итог RR для самых высоких по сравнению с самыми низкими категориями для каждого исследования, так как категории потери зубов варьировали в различных исследованиях. ИЛИ в исследованиях случай-контроль был рассмотрен приближения RR, учитывая низкий абсолютный риск развития рака желудка. В целом RR был обобщен для оценки прочности связи между потерей зубов и раком желудка. Случайная эффекты модель DerSimonian и Laird метод был использован для расчета оценок риска Резюме независимо от гетерогенности, которая включает в себя как внутри исследования и между исследованиями вариабельности [14]. Анализ в подгруппах был расслаивается путем корректировки на ковариаты и географического региона. Анализ чувствительности был проведен также путем исключения одного исследования в каждом повороте и перерасчета обобщенную RR для остальных исследований.
<р> смещения Публикация оценивали с использованием Бегг-х и тесты Эггера (ранговой корреляции и линейные методы регрессии, соответственно) [15, 16]. Весь статистический анализ был проведен с использованием Stata версии 13.1 (StataCorp, College Station, TX, USA).
Поиск литературы и изучения характеристик потеря зубов и в целом в общем мета-анализе, обобщенные оценки RR для самых высоких по сравнению с самыми низкими категориями потери зубов были объединены, чтобы обеспечить общую оценку риска, используя случайные -effects модель (RR = 1,44, 95% ДИ = 1.05-1.98; P = 0,001). Тест на гетерогенность было статистически значимым (P = 0,001, Я Потеря зубов и заболеваемость раком желудка подсайты Обсуждение
<р> диаграмма, показывающая детали включения в исследование показано на рис 1. в общей сложности 398 исследований были скринингу с использованием описанной стратегии поиска и выбора на основе критериев включения; из этих исследований, 47 были исключены, поскольку они дублируют и 334 были исключены на основе их названий и рефератов. Семнадцать полнотекстовые статьи были рассмотрены для дальнейшей оценки. Четыре статьи были затем исключены, потому что они являются повествовательные обзоры [10, 17-19], и еще четыре статьи были исключены, поскольку их сообщённые результаты не связаны с раком желудка [20-23]. ABNET и др. [9] провели два исследования по той же китайского населения, но сообщили разной частотой конечных точек. . В работе [5], были представлены результаты для риска развития рака желудка, а последующий период был с 1985 по 2001 год [5]; в работе [9]., сообщили результаты для риска желудка подсайтами рака, а последующие длительность была с 1985 по 1991 год Таким образом, результаты для общей оценки и желудка подсайтами рака были включены в анализ. И, наконец, девять статей (четыре случая управления и пять когортных исследований) были признаны пригодными для включения в мета-анализ. Восемь статей, которые включали четыре контрольных исследований [6, 7, 10, 12] и четыре когортных исследований [4, 5, 8, 11], сообщили связь между риском развития рака желудка и потерей зубов. Кроме того, три статьи, которые включали одно исследование случай-контроль [10] и два когортных исследований [8, 9], сообщили о связи между риском рака желудка подсайтами и потере зубов.
<Р> В таблицах 1 и 2 показывают, характеристики включали случай-контроль и когортных исследований, которые были опубликованы в период с 1990 по 2013 год число больных раком желудка колеблется от 10 [4] 866 [5] в исследованиях когорты и из 100 [6] [7 702 ] в исследованиях случай-контроль. Пять исследований были проведены в Азии [5, 7, 9, 10, 12], а также два исследования были проведены в Соединенных Штатах [4, 11] и два в Европе [6, 8]. Большинство исследований сообщили, что раковые заболевания были гистологически, патологически, или клинически подтверждены или были идентифицированы из национальных /региональных реестров рака, которые мы предполагали, проверили рака гистологически. Тем не менее, выпадение зубов оценивали с использованием различных стратегий. Четыре исследования использовали вопросник для классификации потерь [6-8, 12] зуб. Три исследования, используемые вопросники и клиническое обследование в качестве диагностических критериев [5, 9, 11], а также два исследования использовали клиническое обследование только в качестве диагностического критерия [4, 10]. Три исследования, которые изучали связь между потерей зубов и риском развития рака желудка отличаются с точки зрения анатомии гистологических подсайтами [8-10]. Кроме того, два исследования были исключительно для мужчин [11], а остальные исследования включали как мужчин, так и женщин [4-7, 9, 10, 12]. Три исследования не отрегулировать для искажающих факторов [4, 6, 12], а также пять других исследований с поправкой на традиционные факторы риска, такие как возраст, пол, образование, а также других сопутствующих факторов при раке желудка [5, 7- 11]. Кроме того, три исследования, контролируемые скорректированные значения, такие как курение и употребление питьевой статуса [5, 7, 10]. Только в одном исследовании рассматривается фактор H
. пилори
инфекции [8].
<Р> NOS был использован для оценки качества приемлемых исследований (таблица 3), а средний балл NOS составил 6,1 (диапазон 4-8).
рака желудка
2 = 71,3%; рис 2).
<Р> мета-анализ всех четырех исследований на случай-контроль показал, что потеря зуба не было связано с увеличением числа случаев рака желудка (ОР = 1,92; 95% ДИ = 0.93-3.97), со значительной неоднородностью (P = 0,000, I
2 = 85,7%, таблица 4 , рис 2). Четыре исследования были проведены в Азии [6, 7, 10, 12]. Два исследования, проведенные корректировки для искажающих факторов [7, 10], а также два исследования не отрегулировать для искажающих факторов [6, 12]. После того, как расслаивание результаты анализа по статусу корректировки на ковариаты, мы не обнаружили никакой связи между потерей зубов и раком желудка в двух исследованиях с поправкой на регрессоров (ОР = 1,00, 95% ДИ = 0.68-1.47), а также в других исследованиях неурегулированных для ковариатами (ОР = 3,54, 95% ДИ = 0.79-15.77). Только два исследования, контролируемые для скорректированных вмешивающихся [7, 10], например, статус курения и употребления алкоголя; комбинированный RR был (ОР = 3,54, 95% ДИ = 0.79-15.77). Анализ чувствительности показал нестабильные результаты, которые варьировались от 1,30 (95% ДИ = 0.82-2.07), если исключить исследование Демирер и др. [6] до 2,58 (95% ДИ = 1.03-6.46) при исключении изучения Хираки и др аль [7]
<р> мета-анализ всех четырех исследований по когорты показали, что потеря зуба может быть связано с увеличением числа случаев рака желудка.. (ОР = 1,31; 95% ДИ = 1.12-1.53), с низкая гетерогенность (Р = 0,615, Я
2 = 0,0%; Таблица 4, рис 2). Два исследования были проведены в Соединенных Штатах [4, 11], один в Европе [8], и один в Азии [5]. При стратификации по географическим регионам, ассоциация была сильнее среди азиатского населения (ОР = 1,35; 95% ДИ = 1.14-1.59) по сравнению с, что среди европейских (RR = 1,30; 95% ДИ = 0.75-2.26) и американского населения ( RR = 0,96; 95% ДИ = 0.56-1.64). Три исследования с поправкой на вмешивающиеся факторы [5, 8, 11], и только одно исследование не отрегулировать для искажающих факторов [4]. Объединенный RR для рака желудка был 1,33 (95% ДИ = 1.14-1.56) в исследованиях с контролируемыми искажающих факторов. Только два исследования контролировали скорректированные значения, такие как курение и употребление питьевой статуса [5, 11]; комбинированный RR 1,33 (95% ДИ = 1.13-1.57). Анализ чувствительности был также выполнен, в котором одно исследование было опущено в то время, и объединенный ОР рассчитывали для остальных исследований. Результаты были аналогичны тем, в исследованиях случай-контроль. Тем не менее, связь между потерей зубов и раком желудка не было статистически значимым (ОР = 1,11; 95% ДИ: 0.76-1.63). Если не учитывать исследование, проведенное ABNET и др [5]; в данном исследовании, положительная связь была обнаружена между потерей зубов и раком желудка у китайского населения.
<р> Шесть исследований (три статьи) оценивали ли ассоциации между потерей зубов и заболеваемости раком желудка различались по анатомии гистологических подсайтами; были получены 1709 случаев рака желудка кардии и 399 случаев рака желудка не-кардии [8-10]. Объединенный ОР 0,95 (95% ДИ = 0.65-1.38) для рака желудка кардии и 1,71 (95% ДИ = 1.17-2.50) для рака желудка не-кардии (рис 3).
Публикация смещения <бр> <р> результаты воронкообразного графика асимметрии испытаний Бегг-х и Эггера (ранг тест корреляции и регрессионный метод, соответственно) в мета-анализ показал отсутствие значимого смещения публикации (тест Бегг, в P = 0,90; тест Эггера, P = 0,74;. рис.4)
<р> Насколько нам известно, этот мета-анализ является первым, чтобы изучить связь между потерей зубов и раком желудка. Обобщенные результаты мета-анализа восьми исследований, наблюдений с помощью модели случайных эффектов предположил, что потеря зубов может быть связано с увеличением заболеваемости раком желудка.
<Р> Анализ подгрупп показал, что дизайн исследования, географический регион, и регулировка для ковариатами может быть возможным источником неоднородности. Интересно отметить, что мета-анализ показал, что ассоциация была сильнее для исследований, проведенных в азиатской популяции, чем для исследований, проведенных в американских и европейских популяций включенных исследований (таблица 4). Таким образом, население с низким социально-экономическим статусом и различными особенностями питания (в основном рис) могут быть подвержены высокому риску потери зубов и рака желудка. Только в одном исследовании при условии, или оценки доводили до социально-экономический статус и показал, что потеря зубов связано с увеличением заболеваемости раком желудка [10]. Кроме того, инфекция с H
. пилори
, которые могут быть найдены в зубодесневых карманов [24], может быть confounder для возможной связи между потерей зубов и риском развития рака желудка. Тем не менее, только одно исследование из Финляндии [8] представила оценки риска с поправкой на H
. пилори
инфекции и сообщили, что потеря зубов связано с повышенным риском развития рака желудка.
<Р> ротовая полость, которая обеспечивает шлюз между внешней средой и желудочно-кишечного тракта, функции в приеме пищи и пищеварение. Гигиена полости рта потенциально влияет на желудочно-кишечные флоры и состояния питания и таким образом может иметь последствия для развития хронических заболеваний. Данные показывают, что плохое состояние здоровья полости рта или гигиена играет роль в развитии рака, включая рак полости рта и ротоглотки [25], пищевода [23, 26], легких [11], поджелудочной железы [27], и почек [11]. Кариес зубов является основной причиной потери зубов у взрослых [28, 29]. Основной причиной развития кариеса в общей популяции потребление углеводов, что является потенциальной сооснователь [30, 31]. потребление углеводов может также повредить здоровью через различные механизмы [32]. Богатых углеводами продукты являются основным диетическим компонентом, который влияет на секрецию инсулина и гликемическим реакции у индивидуума [33]. Кроме того, данные свидетельствуют о том, что резистентность к инсулину и хронический гиперинсулинемия участвуют в этиологии рака желудка [34-36]. В частности, хронический гиперинсулинемия может увеличить биоактивность инсулиноподобного фактора роста 1 [37], который стимулирует развитие опухоли путем ингибирования апоптоза и стимуляции пролиферации опухолевых клеток [38].
<Р> Настоящий мета-анализ показывает три сильных , Во-первых, это мета-анализ является первым, чтобы исследовать связь между потерей зубов и раком желудка. Во-вторых, относительно большое количество участников улучшили точность оценок риска. Таким образом, выводы, основанные на мета-анализа были хорошо обоснованы. В-третьих, большинство включенных исследований использовали многомерные скорректированные оценки риска, тем самым сводя к минимуму сопутствующих факторов.
<Р> Этот мета-анализ представляет несколько ограничений, которые необходимо учитывать при интерпретации результатов. Во-первых, наблюдательные исследования имеют внутренние ограничения, такие как селективные смещения и отзыва или предвзятости памяти. Кроме того, исследования случай-контроль не может установить уровень экспозиции перед диагнозом рака желудка. Это ограничение может частично объяснить различные результаты между случай-контроль и когортных исследований в стратифицированной анализа. Во-вторых, усложняющих контролируемые во включенных исследованиях отличались, которые также могут объяснить противоречивые результаты. Большинство исследований с поправкой на основных факторов риска (например, возраст, пол, образование, статус курения и потребления алкоголя), а также несколько исследований контролировали инфекции H
. пилори
и социально-экономический статус. Ни в одном из исследований, контролируемых для приема углеводов. Непоследовательность в настройке вмешивающихся во всех исследованиях является ограничением этого мета-анализа, который не может быть определена количественно. В-третьих, была обнаружена значительная гетерогенность. Гетерогенности среди исследований, не следует игнорировать, даже если он является весьма распространенным в мета-анализе. Исследования, включенные в этот мета-анализ неоднородны с точки зрения различных популяций исследованы и диагностические критерии для потери зубов, тем самым способствуя гетерогенности в объединенном анализе. Кроме того, наблюдались нестабильные результаты в подгруппе и чувствительности анализа, который показал, что более соответствующие статьи необходимы для дальнейшего изучения этой ассоциации. В-четвертых, выводы, вероятно, под влиянием некорректным воздействия, поскольку большинство исследований использовали различные методы для оценки и категоризации потери зубов. Таким образом, полученные результаты следует рассматривать с осторожностью из-за воздействия некорректным. В целом, эти ограничения могут повлиять на наши окончательные выводы.
<Р> Этот мета-анализ показал, что у пациентов с потерей зубов увеличилась заболеваемость раком желудка. Тем не менее, мы не можем заключенное в мета-анализе, что потеря зубов может быть фактором риска развития рака желудка из-за значительной гетерогенности среди исследований и смешанных между результатами исследований случай-контроль и когортных исследований. Дополнительные крупномасштабные и высококачественные перспективные исследования необходимы, чтобы оценить связь между потерей зубов и риском развития рака желудка.
Поддержка Информация
S1 PRISMA Контрольный список.
DOI: 10.1371 /journal.pone.0149653.s001
(DOC)
Пища избирательно влияет на кишечные микробы - результаты исследования
Тип бактерий верхних дыхательных путей может влиять на тяжесть астмы
Микробы кишечника могут быть связаны с депрессией
Подробная карта микробиома человеческого языка
Растительная диета может вылечить ревматоидный артрит
Мало доказательств наличия тромбоцитопении, связанной с мРНК COVID-19,
Пересадка вагинальной жидкости может помочь в лечении рецидивирующего бактериального вагиноза
Бактериальный вагиноз - распространенная и неприятная проблема для многих женщин. Теперь исследователи обнаружили, что трансплантация влагалищных жидкостей здоровой женщины женщинам с проблемным бакте
Пища избирательно влияет на кишечные микробы - результаты исследования
Пища может играть роль в формировании микробной флоры в кишечнике человека. Это неоднократно доказывалось в нескольких исследованиях и исследованиях. Теперь исследователи из Государственного университ
Препарат для похудания Wegovy одобрен FDA
Управление по санитарному надзору за качеством пищевых продуктов и медикаментов США (FDA) одобрило инъекцию Wegovy (семаглутид) (2,4 мг один раз в неделю) в качестве лечения хронического контроля веса