Extracto
Antecedentes
Para identificar los grupos de alto riesgo para el cáncer gástrico en poblaciones presuntamente sanos, varios estudios han investigado la capacidad predictiva de la prueba pepsinógeno,
H. Pylori
anticuerpos, y un modelo de riesgo-predicción basada en estas dos pruebas. Para investigar si estas pruebas predicen con exactitud el desarrollo del cáncer gástrico, se realizó una revisión sistemática y meta-análisis.
Métodos
PubMed y otras bases de datos electrónicas Se realizaron búsquedas de estudios de cohortes publicados en Inglés o japonés de de enero de 1985 hasta diciembre de 2013. Seis revisores identificaron los estudios elegibles, y al menos dos investigadores extrajeron los datos sobre la población y características, artículos de calidad y los resultados de interés, el diseño del estudio. Los metanálisis se realizaron en los estudios que no se solapan.
Resultados
Nueve cohortes prospectivas de Asia Oriental informó de 12 publicaciones, incluyendo 33.741 participantes de mediana edad asintomáticos de detección del cáncer gástrico, fueron elegibles. Para discriminar entre los adultos asintomáticos con alto y bajo riesgo de cáncer gástrico, la prueba de pepsinógeno (resumen hazard ratio [HR], 3,5; 95% intervalo de confianza [IC], 2.7 a 4.7;
Me
2
= 0%) y
H. pylori
anticuerpos (Resumen de Recursos Humanos, 3,2; IC del 95%, 2,0-5,2;
Me
2
= 0%) fueron estadísticamente significativos como predictores independientes de pruebas. Aunque el modelo para predecir el riesgo fue en general moderadamente precisa en la separación de los adultos asintomáticos en cuatro grupos de riesgo (resumen
c-estadística
, 0,71; IC del 95%: 0,68 a 0,73;
Me
2
= 7%), la calibración parecía ser pobre. La validez de los estudios fue generalmente limitada.
Conclusiones
La prueba de pepsinógeno sérico,
H. pylori anticuerpos
, y el modelo de cuatro grupos de riesgo para predecir el desarrollo del cáncer gástrico parecen tener el potencial para estratificar a los adultos presuntamente sanos de mediana edad. La investigación futura debe centrarse en estudios comparativos para evaluar el impacto de los programas de cribado que adoptan estas pruebas. Además, la validación, preferiblemente con actualización de modelos, es necesario ver si el rendimiento actual modelo es transferible a diferentes poblaciones
Visto:. Terasawa T, H Nishida, Kato K, Miyashiro I, Yoshikawa T, R Takaku, et al. (2014) Predicción del desarrollo del cáncer gástrico por pepsinógeno en suero de prueba y
Helicobacter pylori
La seropositividad en los asiáticos orientales: una revisión sistemática y meta-análisis. PLoS ONE 9 (10): e109783. doi: 10.1371 /journal.pone.0109783
Editor: Hiromu Suzuki, de la Universidad Médica de Sapporo, Japón
Recibido: 15 Julio, 2014; Aceptado: 3 de septiembre de 2014; Publicado: 14 Octubre 2014
Derechos de Autor © 2014 Terasawa et al. Este es un artículo de acceso abierto distribuido bajo los términos de la licencia Creative Commons Attribution License, que permite el uso ilimitado, distribución y reproducción en cualquier medio, siempre que el autor original y la fuente se acreditan
Disponibilidad de datos:. La autores confirman que todos los datos que se basan los resultados son totalmente disponible sin restricciones. Todos los datos relevantes se encuentran dentro del sus archivos de información de apoyo a excepción de las estrategias de búsqueda exactos para la evaluación original tecnología de la salud, que se describen con detalle en la Ref#3 papel y. Los datos pertinentes (los resultados provisionales de la evaluación de la tecnología sanitaria realizada por el comité de revisión de la literatura de las Directrices japonesas para el cribado del cáncer gástrico) ya ha sido publicado en línea como borrador, las Directrices japonesas para el cribado del cáncer gástrico 2013, disponible en http: //canscreen.ncc.go.jp
Financiación:. Este estudio fue apoyado únicamente por la subvención-en-Ayudas a H22-tercer término, el control Integral de Investigación para el cáncer 022 del Ministerio japonés de Salud, Trabajo y Bienestar . La fuente de financiación no tenía papel en el diseño del estudio, la recogida y análisis de datos, decisión a publicar, o la preparación del manuscrito
Conflicto de intereses:. Todos los autores confirman que no existen conflictos de intereses asociados con esta publicación y no tiene habido un importante apoyo financiero para este trabajo que podría haber influido en el resultado. El Dr. Hiroshi Nishida dirige y realiza la detección del cáncer gástrico endoscópica como parte de la revisión anual de salud laboral para los empleadores de Panasonic Panasonic Corporation en Centro de Salud. El Dr. Nishida no recibió ningún apoyo financiero de la empresa para llevar a cabo la investigación y la redacción de este documento. Panasonic Corporation y Panasonic Centro de Salud no tienen una relación directa o indirecta con ninguna de las pruebas médicas evaluadas en el presente documento, o cualquier otros productos sanitarios relacionados en los países desarrollados o ya comercializados. Esto no altera la adhesión de los autores a PLoS ONE políticas en los datos y materiales de uso compartido.
Introducción
El cáncer gástrico es la cuarta causa más común de muerte por cáncer en todo el mundo [1], y es el cáncer más prevalente en Asia del Este [2]. Debido a las elevadas tasas de curación puede esperarse para las primeras etapas de cáncer gástrico, y pruebas no aleatorias sugiere que la detección radiográfica puede disminuir la mortalidad gástrica-cáncer-específica [3], varios países asiáticos han iniciado de cribado del cáncer programas utilizando fotofluorografía tracto gastrointestinal superior o endoscopia gástrica [4]. Sin embargo, las tasas gástricos nacionales más recientes de detección de cáncer para la población general en Japón han sido insatisfactoriamente baja [5]; Por lo tanto, un importante enfoque actual está en el desarrollo de un programa de detección precoz del riesgo estratificado mediante la identificación eficiente poblaciones de alto riesgo.
La infección por
Helicobacter pylori y su
gastritis atrófica crónica asociada (CAG) son dos los principales factores de riesgo para el cáncer gástrico [6], [7]. Además de varios mecanismos oncogénicos candidatos [7], [8], los estudios epidemiológicos [9] - [12], han demostrado las asociaciones entre estos factores y cáncer gástrico. Para predecir el desarrollo del cáncer gástrico en poblaciones sanas, varios estudios de cohortes han evaluado la prueba de pepsinógeno sérico y
H. pylori seropositividad
, respectivamente, como marcadores indirectos de CAG y
H. pylori
infección, y un modelo para predecir el riesgo sobre la base de las dos pruebas. Sin embargo, estos estudios tienen tamaños de muestra pequeños y utilizan diseños heterogéneos, lo que dificulta la interpretación de los datos publicados. Además, los estudios que han evaluado el modelo de predicción suelen centrarse en las estimaciones de riesgo relativo y no evalúan el rendimiento del modelo [13]. Por lo tanto, se realizó una revisión sistemática para proporcionar un resumen completo de la capacidad predictiva de estas pruebas en los adultos presuntamente sanos. También tuvo como objetivo explorar cuantitativamente la calibración y la discriminación del modelo de predicción basado en los datos reportados.
Materiales y Métodos
Este trabajo es una versión actualizada, revisión sistemática y meta-análisis en profundidad sobre la base de una amplia evaluación de la tecnología sanitaria realizada por el comité de revisión de la literatura de las Directrices japonesas para el cáncer gástrico revisión [3], utilizando un conjunto de métodos estandarizados de revisión sistemática [14] y siguiendo un protocolo previamente especificado. No existe un protocolo específico para esta enfocada opinión, actualizada. El objetivo de la evaluación de tecnologías sanitarias era doble: en una población sana asintomática, para evaluar la evidencia existente sobre los beneficios y los daños de las estrategias de cribado convencionales utilizando fotofluorografía o endoscopia gastrointestinal, y para evaluar las estrategias de cribado "de riesgo estratificado" que utilicen la prueba de pepsinógeno sérico ,
H. pylori anticuerpos
, o un modelo para predecir el riesgo sobre la base de las dos pruebas como la modalidad de cribado primario antes de realizar fotofluorografía o endoscopia. En este trabajo, nos centramos en la capacidad predictiva de la prueba de pepsinógeno sérico,
H. pylori
serología, y el modelo de predicción para predecir el desarrollo del cáncer gástrico en poblaciones asintomáticas.
Búsqueda bibliográfica
Se realizaron búsquedas en PubMed, Web of Science, Cochrane, y la Base de Datos de Investigación Médica Japonesa (Igaku-Chuo-Zasshi) utilizando los términos de búsqueda como "neoplasias del estómago", "cáncer gástrico", "endoscopia", "
Helicobacter pylori
", "pepsinógenos", "atrofia", "diagnóstico", "masa screening "y sus sinónimos. Las búsquedas se limitaron a las publicaciones en idioma inglés o japonés, y las citas a partir del 1 de enero 1985 al 10 de julio de 2013. La estrategia de búsqueda exacta se indica en las directrices [3]. La búsqueda se actualizó en 2013 el 31 de diciembre para incluir sólo los estudios de evaluación de la prueba de pepsinógeno sérico y /o
H. pylori
serología. A continuación, la actualización de la búsqueda se complementó mediante el examen del título y el resumen de todos los artículos que citaban al menos una de las publicaciones que se encuentran ya incluidos a través de la función de seguimiento de la citación de la base de datos ISI Web of Conocimiento, Scopus y Google Académico. También nos examinamos la lista de referencias de los estudios elegibles y artículos de revisión relevantes y se solicitó a los expertos en la detección del cáncer gástrico.
Estudio de elegibilidad
Seis revisores en tres pares de forma independiente los resúmenes de conjuntos no solapados y se examinaron de forma independiente el texto completo de cada estudio potencialmente elegible. Los estudios que evaluaron la prueba de pepsinógeno sérico y /o
H. pylori
seropositividad en la inscripción como predictores del desarrollo del cáncer gástrico en los participantes asintomáticos de los programas de cribado de cáncer gástrico se consideraron elegibles. Se incluyeron dos estudios prospectivos de cohortes y análisis retrospectivos de cohortes prospectivas de cualquier tamaño de la muestra que realizaron el seguimiento a todos los participantes. No nos pre-especifican un período mínimo de seguimiento, cómo los estudios de seguimiento de los participantes, o la forma en que verifican el desarrollo del cáncer gástrico. Se aceptaron los estudios independientemente de si incluyen o excluyen los participantes con cáncer gástrico diagnosticado en la inscripción o poco después de los resultados positivos de detección para la prueba de pepsinógeno y /o
H. pylori anticuerpos gratis (endoscopia y biopsia se llevaron a cabo por lo general). Se excluyeron los estudios de casos y controles y estudios de casos y controles o de cohortes de los casos anidados. También se excluyeron los estudios que evaluaron las tasas de detección de cáncer gástrico en base a la prueba de pepsinógeno y /o
H. pylori anticuerpos
sin seguimiento. Las discrepancias respecto a la inclusión se resolvieron por consenso entre los evaluadores, incluyendo un tercer revisor.
Tuvimos especial cuidado para identificar las publicaciones con las poblaciones al menos parcialmente solapados por los autores compararon, los centros, los períodos de contratación, y las características demográficas de los pacientes. En el caso de múltiples publicaciones de un estudio, se incluyeron únicamente la publicación con el seguimiento más largo.
Datos de extracción
Uno de los revisores extrajeron los datos descriptivos de cada trabajo elegible, que fueron confirmadas por al menos otro revisor. Se extrajeron los siguientes datos: primer autor, año de publicación, lugar de estudios, el diseño del estudio y el entorno, criterios de inclusión y exclusión, las características demográficas de los participantes de línea de base, el período de seguimiento, los métodos utilizados para determinar el desarrollo del cáncer gástrico, y la especificación técnica del pepsinógeno prueba y
H. pylori
anticuerpos. También se registró la ejecución informada de cada prueba para el diagnóstico de las condiciones clínicas respectivos acompañantes y su patrón de referencia, en su caso, en la literatura (por ejemplo, mediante la prueba de CAG pepsinógeno y
H. pylori
estado de infección por seropositividad).
uno de los revisores extrajeron los datos numéricos sobre los resultados de las pruebas y el desarrollo de cáncer gástrico de cada estudio, que fueron confirmadas por al menos otro revisor. En concreto, para definir cada grupo de riesgo se registró el número acumulado de casos de cáncer gástrico identificados a través de seguimiento, el número total en situación de riesgo, y la razón de riesgo (HR) calcula a partir del modelo estadístico completo que ajustar para el mayor número de posibles factores de confusión . Dos de cada 150 (1%) extracciones por el segundo revisor para los datos numéricos eran incompatibles.
Los desacuerdos se resolvieron por consenso. Un tercer investigador adjudicado las discrepancias no resueltas. Se estableció contacto con los autores de correo electrónico de los estudios para obtener información adicional cuando no era posible extraer los datos numéricos de la publicación.
Evaluación de la calidad
abstrae la información sobre los aspectos del diseño y la realización de los estudios individuales usando una lista de control diseñado específicamente para la evaluación de los estudios de pruebas de pronóstico [15]. Los productos que incluyen el diseño del estudio, la selección de los participantes del estudio, descripción de los criterios de población, de inclusión y exclusión probados, punto de inicio del seguimiento, descripción de las características de la prueba (métodos de ensayo y el cegamiento de los evaluadores de las pruebas a los resultados clínicos y
viceversa
), descripción de comprobación de desarrollo de cáncer gástrico, el período de seguimiento, y los métodos de análisis de datos (validación interna y externa, y si los análisis estadísticos apropiados incluyendo el ajuste multivariable teniendo en cuenta otros factores de riesgo establecidos se había realizado). A continuación, juzgados el riesgo de sesgo de los estudios que evaluaron la prueba pepsinógeno o
H. pylori anticuerpos
como una prueba independiente y que no requieran de la calidad en los estudios de pronóstico (bromea-2) [16], y clasificado el riesgo de sesgo y preocupaciones acerca de la aplicabilidad de los estudios de un modelo para predecir el riesgo sobre la base de las dos pruebas, utilizando el Estudio de Riesgo Predicción de la herramienta de Evaluación de Bias (PROBAST) [17]. Un revisor evaluó la calidad del estudio, y la calificación fue confirmada por al menos otro revisor. Tres de cada 64 notas (5%) de calidad por el segundo revisor eran incompatibles. Todos los resultados discrepantes se resolvieron por consenso.
Síntesis de los datos y el análisis
La capacidad predictiva de la prueba de pepsinógeno y
H. pylori anticuerpos
como pruebas independientes fueron analizados utilizando el modelo de efectos aleatorios meta-análisis de DerSimonian-Laird para obtener los CR de resumen con sus correspondientes intervalos de confianza del 95% (IC) para los estudios que informaron datos del tiempo transcurrido hasta el evento en el análisis principal y Mantel-Haenszel modelo de efectos fijos para el metanálisis de los análisis de sensibilidad. Para los estudios que informaron datos de recuento acumulativo, se realizó el método de Mantel-Haenszel de efectos fijos meta-análisis para obtener los odds-ratios (OR) con sus correspondientes IC del 95% en el análisis principal, porque los estudios en general reportaron las tasas de incidencia de cáncer gástrico en el grupo de prueba negativa a ser inferior al 1% con desequilibrios importantes entre los grupos de ensayo-positivos y negativos [18]. El OR de Peto método y el modelo de efectos fijos de Mantel-Haenszel para combinar las diferencias de riesgo resumen también fueron utilizados en los análisis de sensibilidad. Como complemento a las medidas de la capacidad predictiva, también obtuvimos estimaciones de resumen de sensibilidad y especificidad con sus correspondientes IC del 95% utilizando efectos aleatorios de dos variables meta-análisis con la probabilidad exacta binomial [19] y las curvas construidas Resumen receptor de funcionamiento característico (ROC) y regiones de confianza para la sensibilidad y especificidad de resumen [20].
los estudios que evaluaron el modelo de predicción de riesgo basada en la prueba de pepsinógeno y
H. pylori
serología define constantemente cuatro grupos de riesgo (Tabla 1). metodología subóptima y la presentación de informes de rendimiento del modelo son comunes en los estudios de modelos de pronóstico utilizando datos del tiempo transcurrido hasta el evento [21], [22]. Después de la lectura de los comunicados medidas de rendimiento del modelo, se determinó para sintetizar cuantitativamente horas a través de los grupos de riesgo; no hay estudios informaron las medidas estándar recomendados de discriminación o de calibración [22]. De cuatro estratos de riesgo, es posible formar seis comparaciones por pares. Ninguno de los estudios, sin embargo, evaluados e informados todos los contrastes lógicamente comparables pero por lo general informó de sólo tres horas de desarrollo de cáncer gástrico, la comparación de los grupos B, C y D con sólo el Grupo A. Por lo tanto, además de los meta-análisis convencional de pruebas directas sobre los contrastes reportados, se realizó un meta-análisis multivariado para las pruebas predictivas con tres o más estratos de riesgo con un marco bayesiano para combinar la totalidad de la evidencia directa e indirecta en un solo análisis, teniendo correlaciones entre los estratos de riesgo en cuenta [23], [24]. Se calcularon los CR de resumen y RUP (para datos de recuento acumulativo) con su 95% intervalos de credibilidad (CRIS) utilizando el modelo de efectos fijos en el análisis principal y el modelo de efectos aleatorios en el análisis de sensibilidad correspondiente. Además, se calculó la probabilidad para cada grupo de riesgo que sería clasificado como de mejor a peor en los estratos de cuatro riesgos. Por último, se repitió el meta-análisis multivariado en un
post-hoc
conjunto de los análisis de sensibilidad mediante la combinación de Grupo C y Grupo D para formar un modelo de grupo 3-riesgo (Tabla 1).
Para explorar cuantitativamente el rendimiento del modelo con reportado datos de recuento acumulativo, se realizó "descriptiva" meta-análisis de la discriminación y calibración usando el DerSimonian-Laird modelo de efectos aleatorios [25], reconociendo no tener en cuenta los posibles efectos de la censura. Para cada estudio, como la medida de la discriminación, se estimó el
c
-estadística y su correspondiente IC del 95% [26]. Para evaluar la calibración del modelo, para cada estudio se calculó la proporción observada esperada a lo largo de eventos (E /S) y su Poisson exacta IC del 95% para cada grupo de riesgo y para todos los grupos de riesgo combinados. eventos esperados se calcularon mediante la aplicación de las estimaciones gástricos acumuladas proporcionales de incidencia de cáncer de los resultados del seguimiento a largo plazo del primer estudio reportado [27] a los correspondientes cuatro grupos de riesgo de los estudios posteriores suponiendo una tasa de incidencia constante según ha informado [27]. E /S de estadísticas menor que, igual a, y más de 1 sugieren, respectivamente, una comprensión, perfecto-, y el exceso de predicción del modelo.
Hemos cuantificado la heterogeneidad entre los estudios con el
I
2
estadística y considerado
me
2
ser indicativos de actividad intermedia o alta heterogeneidad en & gt; 50% o & gt; 75%, respectivamente [28]. Para cada modelo bayesiano en el meta-análisis multivariante nos basamos resultados en 3 cadenas diferentes y 200.000 iteraciones después de una quemadura-in de 10.000 iteraciones, y el modelo de convergencia se evaluó según los criterios de Brooks-Gelman-Rubin [29]. No se realizaron pruebas para la asimetría del gráfico en embudo porque hubo menos de diez estudios elegibles [30]. Además, no se realizaron análisis de subgrupos o meta-análisis de regresión debido al pequeño número de estudios. Todos los análisis se realizaron utilizando Stata SE, versión 12.1 (Stata Corp, College Station, TX, EE.UU.) y WinBUGS 1.4.3 (Unidad de Bioestadística MRC, Cambridge, Reino Unido). P
-
valores para todas las comparaciones fueron de 2 colas, y la significación estadística se definió como p
-.
Valor inferior a 0,05
Resultados
Literatura flujo y estudios elegibles
Nuestros principales búsquedas bibliográficas identificaron 2843 citas, de las cuales 154 se consideraron potencialmente elegibles y revisado en su totalidad (Figura 1). Seis citas adicionales fueron identificados a través de búsquedas complementarias. Se excluyeron 76 estudios que no cumplieron con los criterios de inclusión. En la actualización encontraron tres estudios elegibles adicionales. Al final, 9 cohortes independientes informaron en 12 publicaciones [27], [31] - [41] fueron considerados elegibles
*, † Estos estudios no son necesariamente excluyentes entre sí.; algunos se reunieron más de dos preguntas de investigación en la evaluación original de la tecnología sanitaria.
Estudio y características clínicas
Los 9 estudios de cohorte elegibles (7 de Japón, 1 de Corea, y el 1 de China) incluyó 33.741 participantes asintomáticos de los programas de cribado de cáncer gástrico (Tabla 2). Cinco estudios [32], [34], [37], [39], [40] se realizaron en las comunidades, mientras que dos [35], [38] eran cribado oportunista en el ámbito clínico, y otros dos [27], [ ,,,0],41] fueron los controles de salud del lugar de trabajo. A pesar de todos los estudios incluidos de forma prospectiva los participantes, dos estudios [37], [39] informó de que los datos se analizaron retrospectivamente. La media de edad al inicio del estudio osciló entre 45 y 57 años, y la media de seguimiento osciló entre 3,9 y 14 años. Durante el período de estudio, se detectaron sólo entre 2 y 89 casos de cáncer gástrico por cohorte, lo que correspondía a las tasas de incidencia del cáncer heterogéneas de entre 21 y 260 casos por 100.000 personas-año. Sólo hizo 2 cohortes [27], [35] analizar la incidencia de cáncer gástrico en un subtipo histológico (es decir, tipo intestinal o de tipo difuso). Dos estudios excluidos de los análisis de los casos de cáncer gástrico se diagnostica a tiempo después de la inscripción: 8 casos diagnosticados dentro de 1 año en uno [27], [33] y 3 casos diagnosticados dentro de los 6 meses en el otro [41]. Revisión de los datos del registro en los exámenes de salud anuales con la detección radiográfica y registros médicos era el método más comúnmente adoptada para determinar casos de cáncer gástrico. Sólo en dos estudios [35], [38] fue la detección endoscópica periódica realiza para detectar cáncer gástrico.
Tres estudios [32], [34], [41] evaluaron la prueba de pepsinógeno sérico solo, mientras que un solo estudio [38] evaluarse exclusivamente
H. pylori
anticuerpos como un factor de riesgo independiente (Tabla S1). Cinco estudios [27], [35], [37], [39], [40] evaluaron ambas pruebas y el modelo para predecir el riesgo, que consta de cuatro estratos de riesgo sobre la base de las dos pruebas. De los siete estudios que informaron cuando se analizaron muestras, dos analizó el suero almacenado de 7 a 14 años después de la extracción de sangre. Los siete estudios que informaron el método utilizado para medir las concentraciones de pepsinógeno utilizaron un ensayo idéntico a un conjunto de valores de corte recomendados para diagnosticar CAG (pepsinógeno I≤70 ng /mL y pepsinógeno I /II≤3.0) [42]. Dos estudios adoptaron conjuntos adicionales de puntos de corte (Tabla S1). Varios ensayos se utilizaron para
H. pylori
anticuerpos heterogéneos y estimaciones de sensibilidad y especificidad fueron reportados (Tabla S1).
Evaluación de la calidad de los estudios
Figura S1 muestra los resultados de calificación de validez. Ningún estudio informó adecuadamente a todos los siete elementos relevantes para el estudio de validez que hemos evaluado, es decir, el diseño del estudio, la selección de los participantes, características de los participantes, el inicio del seguimiento, características de la prueba, los métodos de determinación del desarrollo del cáncer gástrico, y los métodos de análisis de datos (Tabla S2). Informes era particularmente pobre en relación con el cegamiento de los intérpretes de las dos pruebas a los resultados clínicos, y el cegamiento de los evaluadores de resultados a los resultados de las pruebas. Tres estudios [31], [32], [34], [39] excluyeron más del 50% de todos los participantes potencialmente elegibles, y un diseño retrospectivo fue adoptado en 2 estudios [36], [37], [39]. El periodo de seguimiento es menor de 5 años en tres estudios [31], [32], [34], [35]. Cuatro estudios [31], [32], [34], [38], [40] no pudieron realizar ajustes según los posibles factores de confusión en el análisis de las estimaciones de riesgo.
prueba de pepsinógeno y
H. pylori anticuerpos
La
Cuatro estudios, incluyendo 14,343 sujetos [33], [37], [39], [41], informaron los CRI para la prueba de pepsinógeno para predecir el desarrollo del cáncer gástrico. Todos los estudios excepto uno [37] adoptaron los valores de corte recomendados para este análisis. Los efectos aleatorios meta-análisis mostró que los sujetos con una prueba positiva tenían un mayor riesgo de cáncer gástrico que aquellos con una prueba negativa (resumen HR, 3,5; IC del 95%, 02/07 a 04/07; p & lt; 0,001;
I
2
= 0%) (Figura S2-A). se disponía de datos de recuento acumuladas en 8 estudios incluidos 32.766 sujetos [27], [32], [34] - [36], [39] - [41]: un resultado positivo de la prueba fue de manera similar significativamente asociado con un mayor riesgo de cáncer gástrico en comparación con un resultado negativo (de efectos fijos O, 3,9; IC del 95%, 03/02 a 04/08; p & lt; 0,001;
me
2
= 37%) (Figura S2-B). Estos estudios tuvieron una sensibilidad resumen de 0,57 (IC 95%, 0,49-0,65) y una especificidad resumen de 0,76 (IC del 95%, 0,69 a 0,81) (Figura S2-C).
En
H . pylori anticuerpos
, las estimaciones de FC están disponibles a partir de 3 estudios que incluyeron 9960 sujetos [33], [36], [39]. Los efectos aleatorios meta-análisis mostraron que los sujetos positivos para
H. pylori anticuerpos
tenían un mayor riesgo de cáncer gástrico que aquellos con una prueba negativa (resumen HR, 3,2; IC 95%, 2,0-5,2; p & lt; 0,001;
Me
2 = 0%
) (Figura S3-A). Seis estudios que incluyeron 19,419 sujetos [27], [35], [37] - [40] informó de los datos de recuento acumulativo de O estimación, y los efectos fijos metaanálisis encontró una asociación significativa entre parecida
H positivo. pylori
anticuerpos y una mayor incidencia de cáncer gástrico (resumen OR, 2,7; IC del 95%, 2,0-3,8; p & lt; 0,001;
Me
2
= 10%) (Figura S3-B ). las estimaciones de resumen de la precisión de pronóstico fueron de 0,87 (IC del 95%, 0,76 a 0,94) para la sensibilidad y 0,30 (IC del 95%, 0,23 a 0,39) para la especificidad (Figura S3-C).
En los análisis de sensibilidad planificado de antemano para estas dos pruebas, las estimaciones de resumen de los modelos alternativos no eran sustancialmente diferentes de aquellos en el análisis principal (datos no mostrados).
riesgo modelo de predicción
capacidad predictiva del modelo para predecir el riesgo basado en la prueba de pepsinógeno y
H. pylori anticuerpos
se informó por primera vez en el estudio de Wakayama de 2004 [33], donde el riesgo de cáncer gástrico inicial se estima en una población masculina de un chequeo de salud en el trabajo. Cuatro estudios posteriores evaluaron el modelo en tres poblaciones residentes en la comunidad [35], [37], [40] y en una cohorte de participantes en los chequeos de salud oportunistas [39], que consideramos cohortes de validación.
Cuatro estudios (un total de 16,943 sujetos que informaron los CRI) [27], [35], [37], [39] se incluyeron en el meta-análisis de la capacidad predictiva. Para predecir el desarrollo del cáncer gástrico, el 95% CRI de los CR de resumen para 5 de 6 posibles contrastes no incluye 1, lo que sugiere que en los contrastes por pares, aparte de la comparación entre el Grupo C y Grupo D, había más de 95% probabilidad de que uno de los dos comparadores tenían un mayor riesgo de cáncer gástrico que la otra (Figura 2). En concreto, los meta-análisis multivariados sugerido que el grupo A tenían un riesgo más bajo que el Grupo B y Grupo C, y que en comparación con el Grupo C y Grupo D, Grupo B tenían un riesgo menor. No hubo diferencia significativa en el riesgo de cáncer gástrico entre el Grupo C y Grupo D (HR resumen, 1.49; 95% CRI: 0,84 a 2,65). El análisis de clasificación mostró que los Grupos A y B, respectivamente, tenían la más baja y la segunda más baja de riesgo de desarrollo de cáncer gástrico (probabilidad acumulativa posterior para clasificar el segundo más bajo grupos de riesgo más bajo y era a la vez & gt; 99%), mientras que los Grupos C y D podrían ser los grupos más altos o segundo de mayor riesgo (92% y 8%, respectivamente, para ser clasificado como el segundo más alto del grupo, y el 8% y 92%, respectivamente, para el grupo de riesgo más alto) (Figura 3) . En los análisis de sensibilidad usando modelos alternativos, y análisis de subgrupos de sólo los estudios que adoptaron los valores de corte recomendados para la prueba de pepsinógeno, las estimaciones de resumen de recursos humanos, así como los resultados del análisis de clasificación fueron similares a los del análisis principal (Figura S4).
Los diamantes rojos y azules representan un cociente de riesgos resumido con intervalos que se extiende del 95% de confianza (IC) del 95% o el intervalo de credibilidad (CRI), estimada a partir de meta-análisis directo o meta-análisis multivariado, respectivamente. Cada línea cuadrada y horizontal indica la razón de riesgo y su IC del 95%, respectivamente, para cada estudio. NE = no estimable.
se muestra la probabilidad de clasificación de riesgo de cáncer gástrico para cada grupo, estimada a partir de meta-análisis multivariante directa. Los 4 clasificaciones muestran el riesgo de desarrollo de cáncer gástrico: rango 1, el riesgo más bajo; rango 2, el riesgo segunda más baja; rango 3, el segundo más alto riesgo; y el rango 4, el riesgo más alto.
Cinco estudios (un total de 18.444 sujetos) con datos de recuento acumulativo [27], [35], [37], [39], [40] se incluyeron en el multivariante meta-análisis de OR. Las estimaciones de resumen fueron similares a los hallazgos en el meta-análisis de los recursos humanos, y de nuevo, no hubo pruebas de diferencia entre el Grupo C y Grupo D (Cuadro OR, 1,64; 95% CRI: 0,84 a 2,88) (Figura S5). Las estimaciones de resumen para los análisis de sensibilidad fueron estables y los resultados no fueron significativamente diferente de su análisis principal (Figura S6). En el
post-hoc
análisis de sensibilidad del modelo 3-riesgo-estratos, el multivariante meta-análisis y el análisis mostró que la clasificación del grupo A tenían un riesgo más bajo que el Grupo B y se combina Grupo C y Grupo D, y en comparación con el combinado grupo C y grupo D, grupo B tenían un riesgo menor (Fig. S7-S9).
Mientras que dos estudios presentaron gráficos de Kaplan-Meier de la incidencia de cáncer gástrico acumulado por grupo de riesgo [27], [ ,,,0],35] y cuatro estudios calculado los valores de p para las diferencias en la incidencia de cáncer gástrico entre los estratos de riesgo mediante la prueba de log-rank [27], [35], [39] o la prueba de Chi-cuadrado [40], ninguna dijo recomienda medidas estadísticas o pantallas gráficas para evaluar el rendimiento del modelo de datos del tiempo transcurrido hasta el evento [22]. Aunque el metanálisis para la población total del estudio sugirió que la calibración fue buena en general en todos los estratos de riesgo (resumen relación E /S, 1,03; IC del 95%: 0,50 a 2,13; p = 0,94), alta entre los estudios se encontró heterogeneidad (
me
2
= 96%), lo que sugiere que hubo variaciones en las poblaciones evaluadas en los estudios de validación (Figura 4). Específicamente, la relación de E /S de un estudio mostró un exceso de predicción (E /O, 2,43; IC del 95%: 1,86 a 3,12; p & lt; 0,001), mientras que se sugirió una sub-predicción para otro estudio (E /S, 0,41; IC del 95%: 0,30-0,55; p & lt; 0,001). Por el contrario, los meta-análisis de la
c-estadística
sugirió que la discriminación era justo en general, con baja pruebas de heterogeneidad entre los estudios (resumen
c-estadística
, 0,71; IC del 95% : 0,68 a 0,73;
me
2
= 7%) (Figura 5)
Los diamantes representan un resumen relación e /S y se extiende intervalo de confianza del 95% (IC).. Cada círculo cerrado y la línea horizontal indica la razón de riesgo y la correspondiente IC del 95%, respectivamente, para cada estudio. Los estudios están clasificadas por año de publicación.
Los diamantes representan un resumen
c-estadística
intervalo de confianza y que se extiende 95% (IC). Cada línea cuadrada y horizontal indica la razón de riesgo y su IC del 95%, respectivamente, para cada estudio. El tamaño de cada cuadrado es proporcional al peso de cada estudio en el meta-análisis. Los estudios están clasificadas por tamaño de la muestra.
Discusión
En este meta-análisis basado en 9 cohortes prospectivas de Asia Oriental, se encontró que los adultos con una prueba positiva pepsinógeno, como un independiente prueba, tenían un riesgo aproximadamente cuatro veces mayor de cáncer gástrico que aquellos con una prueba negativa. Del mismo modo, el riesgo de cáncer gástrico para aquellos con
H positivo. pylori anticuerpos
fue de aproximadamente tres veces mayor que para aquellos con un resultado negativo. El desempeño de estas pruebas no parecen ser diferentes a través de las cohortes sin importar el país o la incidencia de cáncer gástrico. Estos resultados están de acuerdo en general con los metanálisis anteriores [9], [10], [43] - [46]. Basado sobre todo en casos y controles y estudios de casos y controles anidados, o estudios transversales
en nuestro multivariante meta-análisis, el modelo de predicción parecía ser moderadamente precisa en la separación de los adultos asintomáticos en cuatro grupos de riesgo.