Extracto
Antecedentes
Aunque los metanálisis anteriores han sugerido una asociación entre el uso de aspirina y el riesgo de cáncer gástrico, la evidencia actual es inconsistente. Además, no queda claro si existen relaciones de riesgo-frecuencia y la duración de riesgo y si existe un umbral de efecto.
Métodos
Se identificaron los estudios mediante la búsqueda en MEDLINE y bases de datos PubMed y la revisión de los artículos pertinentes . Estamos derivados de las estimaciones de riesgo utilizando Resumen de efectos fijos o modelo de efectos aleatorios basados en el análisis de homogeneidad. La dosis-respuesta meta-análisis se realizó por regresión de tendencia lineal y regresión spline cúbica restringida. la heterogeneidad potencial fue probado usando el
Q
estadística y se cuantifica con el
I
2 estadística. Los análisis de subgrupos y parcelas Galbraith se utilizaron para explorar las posibles fuentes de heterogeneidad. El sesgo de publicación se evaluó con los gráficos de embudo y se cuantifica mediante un ensayo el de Egger y Begg de.
Resultados
Quince estudios se incluyeron en este metanálisis. Hubo un total de 29% menor riesgo de cáncer gástrico correspondiente al uso de la aspirina (RR = 0,71, IC 95% 0,60 a 0,82). Encontramos que hay relaciones no lineales riesgo duración-frecuencia y riesgo lineales entre el uso de aspirina y cáncer gástrico. Se observó una relación monótona decreciente sólo para baja frecuencia (≤4.5 veces /semana) la ingesta de aspirina (10% menos de riesgo por una vez /semana, 19% para dos veces /semana y 29% para 4,5 veces /semana), y el umbral de frecuencia del uso de aspirina es 4,5 veces por semana. Con respecto a aquellos con una duración del uso de aspirina, hubo una tendencia a la fuerte reducción del riesgo de cáncer gástrico para el uso de aspirina más largo (10% menos de riesgo de 4 años, el 19% durante 8 años y el 28% durante 12 años), y ningún umbral de duración era observado.
Conclusión
Nuestros hallazgos sugieren que a largo plazo (≥ 4 años) y baja frecuencia (1-4.5 veces por semana) el uso de aspirina se asoció con una reducción estadísticamente significativa, la dosis reducción dependiente en el riesgo de cáncer gástrico
Visto:. Vosotros X, Fu J, Yang y, Gao y, Liu L, S Chen (2013) Frecuencia de riesgo y relaciones Duración-riesgo entre la aspirina y el uso gástrico Cáncer: una revisión sistemática y meta-análisis. PLoS ONE 8 (7): e71522. doi: 10.1371 /journal.pone.0071522
Editor: Irina V. Lebedeva, Enzo Life Sciences, Inc., Estados Unidos de América
Recibido: 19 Marzo, 2013; Aceptado: June 28, 2013; Publicado: July 30, 2013
Derechos de Autor © 2013 de Ye 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
Financiación:. Este trabajo fue apoyado por fondos del proyecto de cooperación Internacional de la Ciencia y la Tecnología Oficina de Guangzhou (núm 2011J5200017). 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:.. Los autores han declarado que no existen intereses en competencia
Introducción
Hasta mediados de la década de 1990, el cáncer gástrico ha sido la causa más común de muerte por cáncer en todo el mundo [1]. Aunque las tasas han ido disminuyendo paulatinamente en las últimas décadas y el cáncer gástrico se ha convertido en un cáncer relativamente raro en América del Norte y la mayor parte de África [2], sigue siendo prevalente en Asia del Este, Europa del Este y América del Sur. Por lo tanto, el cáncer gástrico sigue siendo el cuarto cáncer más común y la segunda causa más común de muerte por cáncer en todo el mundo, a partir de 2008 [2], [3]. Es bien conocido que el diagnóstico temprano del cáncer gástrico puede mejorar efectivamente el pronóstico, pero la enfermedad es a menudo asintomática en una etapa temprana, y en la mayoría de los países, los pacientes han avanzado etapas momento del diagnóstico [4]. Además, el all-etapas tasa de supervivencia relativa a 5 años es sólo del 26% en personas de raza blanca y el 27% de los afroamericanos [5]. Por lo tanto, la prevención primaria del cáncer gástrico es extremadamente importante para la salud pública.
carcinogénesis gástrica es un proceso de múltiples pasos y multi-factorial, aunque su etiología no se entiende completamente. Varios estudios [6] - [11] han demostrado que la aspirina y otros medicamentos anti-inflamatorio no esteroideos (AINE) se han asociado con un menor riesgo de cáncer gástrico. El efecto quimiopreventivo de los AINE se ha atribuido a su inhibición de la ciclooxigenasa (COX) -2, las enzimas responsables de la síntesis de prostaglandinas. COX-2 se ha informado que se sobreexpresa en varios cánceres gastrointestinales, incluyendo cáncer gástrico, y participa en diversas actividades celulares claves, tales como la proliferación celular, la apoptosis y la angiogénesis [12], [13]. Algunos estudios sugieren la existencia de otros mecanismos anticancerígenos de los AINE, tales como la inducción de la apoptosis a través de las vías de la COX-independientes y la sobre regulación de los genes de supresión tumoral [14] - [16].
Hay unas pocas críticas cuantitativos de los estudios epidemiológicos reportaron una asociación inversa entre el consumo de aspirina y cáncer gástrico [6] - [10], mientras que otro meta-análisis no encontró ninguna asociación significativa con el uso de aspirina [11]. Las inconsistencias de los informes podrían atribuirse a varios factores, incluyendo la edad, el sexo, la raza, el estatus socioeconómico, el diseño del estudio, los sitios de cáncer, fuentes de muestras, y las regiones geográficas. Por lo tanto, es necesario ajustar para estos factores de confusión al evaluar el riesgo relativo (RR) o la odds ratio (OR) para el uso de aspirina y cáncer gástrico. Además, ninguno de los anteriores comentarios cuantitativos se centró en las relaciones de riesgo-frecuencia y la duración de riesgo entre el uso de la aspirina y el riesgo de cáncer gástrico. En este estudio, hemos identificado sistemáticamente los estudios de casos y controles y de cohortes sobre el tema publicados hasta febrero de 2013. A continuación, llevó a cabo una dosis-respuesta meta-análisis para evaluar el efecto de umbral entre la ingesta de aspirina y el riesgo de cáncer gástrico, así como para guiar el uso racional de la aspirina como agente quimiopreventivo contra el cáncer gástrico.
Métodos
Estrategia de búsqueda
el meta-análisis se llevó a cabo siguiendo las directrices PRISMA y la lista de verificación fue PRISMA listado en la Tabla S1 [17]. Se realizaron búsquedas en MEDLINE y PubMed, entre enero de 1980 febrero de 2013, con los términos siguientes que buscan: [aspirina o AINE o 'no esteroideos fármacos anti-inflamatorio'] y [ 'cáncer gástrico' O 'cáncer de estómago' O 'neoplasia gástrica' O ' neoplasias del estómago 'OR'gastric carcinoma de' O 'carcinoma de estómago']. Además, las listas de referencias de todos los artículos recuperados y revisiones sistemáticas previas se revisaron para publicaciones adicionales elegibles. Nos limita nuestra búsqueda a estudios realizados en humanos y los estudios publicados en Inglés.
Criterios de inclusión y exclusión
Dos revisores (XH Ye Fu y JJ) identificaron de forma independiente los artículos elegibles para examen en profundidad utilizando los siguientes criterios de inclusión y exclusión. Los criterios de inclusión se requieren estudios para: (i) tienen un caso-control, cohorte o ensayo controlado aleatorio (ECA) el diseño del estudio; (Ii) proporcionar información sobre el uso de aspirina en relación con el cáncer gástrico considerados por separado de otros AINE; y (iii) reportar una estimación de asociación como RR y sus intervalos de confianza del 95% (IC), o suficiente información para calcular ellos. Los estudios fueron excluidos si: (i) los estudios fueron estudios transversales, casos clínicos, artículos de revisión, editoriales, y las guías clínicas; (Ii) que se realizaron en poblaciones con enfermedades específicas precancerosas (por ejemplo, adenomas) y la artritis reumatoide. Cuando varios artículos reportaron la misma población de estudio, se incluyeron únicamente la publicación más reciente e informativo que cumplieron con los criterios de inclusión. Cualquier discrepancia sobre los artículos que merecen su inclusión entre los revisores se resolvieron mediante una reunión de consenso de los tres autores (XH Ye, JJ Fu, y SD Chen).
Extracción de datos
Dos investigadores (XH Ye y JJ Fu) revisó y se extrajeron los datos de forma independiente mediante un formulario estandarizado, y después se comprueba cruzada los datos juntos. Los desacuerdos fueron resueltos por consenso. Para cada estudio, se extrajo información sobre el nombre del primer autor, el lugar del estudio, año de publicación, el diseño del estudio, fuentes de muestras, número de sujetos, el sitio del cáncer, factores ajustados, la definición del uso de la aspirina, la frecuencia y duración del uso de la aspirina, el método de diagnóstico , RR (aproximado por o para los estudios de casos y controles) y su IC del 95% para el uso de aspirina regular o, alternativamente, cualquier uso. A lo largo de este documento, RR se utiliza para referirse a todas las estimaciones de riesgo incluyendo RUP y los CRI.
El análisis estadístico
La heterogeneidad entre los estudios se probó mediante la estadística Q de Cochrane (significativo al
P
& lt; 0,1), y se cuantifica con el
I página 2 estadística, que describe la variación de influencia que se atribuye a la heterogeneidad entre los estudios [18], [19]. Los análisis de subgrupos se realizaron de acuerdo a los diseños de estudio (casos y controles, estudios de cohortes o ECA), sitios de cáncer (cardias o noncardia), fuentes de la muestra (basado en la población o en los hospitales), región geográfica (EE.UU., Europa y Asia),
Helicobacter pylori gratis (
H. pylori
) infección (sí o no) y los ajustes por covariables, con el fin de explorar la fuente de heterogeneidad. Galbraith parcelas fueron utilizados para visualizar el impacto de los estudios individuales de la homogeneidad global [18]. En ausencia de heterogeneidad individual, podríamos esperar que todos los puntos que se encuentran dentro de los límites de confianza.
La presencia y el efecto de sesgo de publicación se evaluó mediante la inspección visual del gráfico en embudo de Begg y probados por la prueba y de la Begg Egger de prueba (significativo al
P Hotel & lt; 0,1) [19], [20]. Además, se utilizó el método de ajuste y relleno para ajustar las estimaciones de riesgo cuando las pruebas de sesgo de publicación fueron estadísticamente significativas [21].
Todos los riesgos relativos se agruparon por uno u otro modelo de efectos fijos o de efectos aleatorios modelo, dependiendo de la heterogeneidad entre los estudios general (fijo si
P Hotel & gt; 0,1, al azar, si
P
≤0.1). Para derivar las relaciones de riesgo-frecuencia y la duración de riesgo entre el uso de la aspirina y el cáncer gástrico, se realizó un análisis estratificado y análisis de dosis-respuesta en frecuencia y duración del uso de la aspirina. Los meta-análisis de dosis-respuesta se llevaron a cabo utilizando la regresión de tendencia lineal y regresión spline cúbica restringida, elegir el modelo que mejor se ajusta [22], [23]. Este análisis utiliza los datos incluidos los RR y su IC del 95%, el número de casos y no casos, y la mediana de los niveles de consumo de aspirina para cada grupo de comparación. Cuando se informaron intervalos de categorías aspirina, se eligió el punto medio del intervalo. Para el intervalo superior abierta, se utilizó 1,2 veces su límite inferior [24].
Todos los análisis estadísticos se realizaron utilizando Stata versión de software estadístico 10.0. Los metan, metabias, metafunnel, metatrim y comandos GalBr se utilizaron para los procedimientos de meta-análisis (Comando S1). Además, se utilizó el comando para crear rc_spline covariables los dientes y el comando glSt se utilizó para ajustar los modelos de dosis-respuesta no lineal (Comando S1) lineal o.
Resultados
Características de los estudios
La búsqueda en la literatura y el proceso de selección de los estudios se muestran en la Figura 1. inicialmente se identificó 830 estudios potencialmente relevantes. Basado en el escaneo de los títulos y los resúmenes, se excluyeron 805 artículos. Después de leer el texto completo de los estudios restantes y excluyendo 4 informes duplicados [25] - [28], 15 estudios [10], [29] - [42] se incluyeron en el análisis final. Los estudios incluyeron 8 estudios de casos y controles [29] - [36] en un total de 4437 casos, estudios de 5 cohortes [10], [37] - [40] en un total de 2340 casos y 2 estudios ECA [41], [42] en un total de 91 casos. Nueve de estos estudios se realizaron en EE.UU. [10], [33] - [36], [38] - [41], mientras que 5 eran en Europa [30] - [32], [37], [42] y sólo uno en Asia [29]. Las principales características y resultados de los estudios sobre la aspirina y el riesgo de cáncer gástrico se dan en la Tabla S2 (nunca utilizar contra el no uso), el cuadro S3 (frecuencia de uso), y en la Tabla S4 (duración del uso).
uso cada vez frente a la falta de uso de la aspirina utilizar
El RR general para el cáncer gástrico para el uso de aspirina fue de 0,71 (IC del 95%: 0,60 hasta 0,82), y se observó cierta heterogeneidad (I
2 = 75,5% , P para la heterogeneidad = 0,000; Figura 2). Hemos llevado a cabo análisis estratificados para evaluar la heterogeneidad entre los subgrupos definidos por el diseño del estudio, la localización del cáncer, fuente de ejemplo, la región geográfica, y
H. pylori
infección (Tabla 1). Las estimaciones obtenidas no difieren sustancialmente de los generales y no se encontró heterogeneidad significativa para ninguna de las variables de estratificación considerados. Además, se realizó un análisis estratificado para evaluar las fuentes de heterogeneidad entre los subgrupos definidos por los ajustes de los factores de riesgo importantes (Tabla 2). No se encontraron diferencias significativas entre los estudios con y sin ajuste por índice de masa corporal, tabaquismo, alcoholismo, consumo de verduras y frutas y síntomas del tracto gastrointestinal superior. Las estimaciones puntuales ajustados por índice de masa corporal, el tabaquismo, el alcohol y los síntomas del tracto gastrointestinal superior tienden a ser más altos que los no ajustados, sin embargo, la estimación puntual ajustado por el consumo de verduras y frutas fue menor que el que no ajustado.
El combinado relativa riesgo se logró utilizando el modelo de efectos aleatorios. cuadrado gris representa el riesgo relativo en cada estudio, con el tamaño de los cubos que refleja el peso específico del estudio y el IC del 95% representado por barras horizontales. El diamante indica la estimación de riesgo de resumen. Gástrica NOS significa que la localización de los tumores en el estómago no se especificó
Galbraith parcelas mostraron que dos dos estimaciones de riesgo más altos en cuatro estudios más bajo y [33] -. [ ,,,0],35], [37] eran posibles fuentes de heterogeneidad, pero la estimación del efecto de la exclusión de estos resultados heterogeneidad (RR = 0,68; IC del 95%: 0,62 hasta 0,74) varió sólo ligeramente en comparación con la estimación del efecto global.
Frecuencia- relaciones de riesgo y la duración riesgo
Cuando la frecuencia del uso de aspirina se dividió en dos subgrupos (& lt; 7 veces /semana y ≥7 veces /semana), no hubo una tendencia evidente a medida que aumenta la frecuencia de uso de la aspirina ( RR = 0,71; IC del 95%: 0,62-0,80, para & lt; 7 veces /semana usuarios; RR = 0,70; IC del 95%: 0,59-0,81, para usuarios ≥ 7 veces /semana; Figura S1). Sin embargo, el modelo de efectos aleatorios spline cúbica indica una relación no lineal entre la frecuencia de uso de la aspirina y el riesgo de cáncer gástrico (
P Opiniones de no linealidad = 0,005; Figura 3). La disminución del riesgo de cáncer gástrico para el usuario aspirina una vez por semana fue de 0,90 (IC del 95% 0,84 a 0,95), y hubo una reducción más fuerte de riesgo para el usuario aspirina dos veces por semana (RR = 0,81, 95% CI 0,73 a 0,90) . Sin embargo, para los usuarios de más de 4,5 veces por semana, hubo decreciente no monótonamente tendencia, y por el contrario, una tendencia monótonamente creciente se observó (RR = 0,71, IC del 95% 0,61 a 0,84, de 4,5 veces por semana; RR = 0,76, IC 95% 0,66 a 0,88, por 7 veces por semana;. el cuadro S5)
P
no linealidad = 0,005. La línea continua representa el riesgo relativo estimado y las líneas de puntos y trazos representan los intervalos de confianza del 95%. Las líneas de puntos se utilizan para explicar el riesgo relativo de cáncer gástrico para diferentes frecuencias de uso de aspirina
Cuando la duración del uso de la aspirina se dividió en dos subgrupos. (& Lt; 5 años y mayores de 5 años) , se observó una tendencia sugerente de la disminución del riesgo de cáncer gástrico asociado con el aumento de la duración del uso de aspirina (RR = 0,95; IC del 95%: 0,76 a 1,14, para & lt; 5 años; RR = 0,67; IC del 95% desde 0,56 hasta 0,79, por ≥ 5 años; Figura S2). Además, se ajustó un modelo de regresión lineal (
P
de tendencia lineal = 0,026; figura 4), ya que la relación no lineal entre la duración de uso de la aspirina y el riesgo de cáncer gástrico no tenía importancia en el modelo spline cúbico (
P Opiniones de no linealidad = 0,570; Figura S3). El riesgo de cáncer gástrico se redujo progresivamente a medida que la duración de uso de la aspirina aumentó. El riesgo de cáncer gástrico durante 4 años de uso de la aspirina fue de 0,90 (IC del 95% 0,82 hasta 0,99). Hubo una tendencia hacia la reducción del riesgo más fuerte para el uso de la aspirina más largo (IC RR = 0,81, 95% desde 0,67 hasta 0,98, desde hace 8 años; RR = 0,72; IC del 95%: 0,54 a 0,96, desde hace 12 años; el cuadro S5).
P
linealidad = 0,026. La línea continua representa el riesgo relativo estimado y las líneas de puntos y trazos representan los intervalos de confianza del 95%. Las líneas de puntos se utilizan para explicar el riesgo relativo de cáncer gástrico de distinta duración del uso de aspirina.
El sesgo de publicación
sesgo de publicación leve se observó a partir de la inspección visual del gráfico en embudo y a partir de pruebas estadísticas (test de Begg P = 0,535; prueba de Egger P = 0,062, Figura 5). La estimación del RR variado ligeramente después de usar el método de ajuste y relleno para ajustar el potencial sesgo de publicación (RR para el método de ajuste y relleno = 0,72; IC del 95%: 0,62 a 0,84), lo que indica que el uso de aspirina se asoció con una disminución consistente riesgo de cáncer gástrico
.
Cada punto representa un estudio separado de la asociación indicada.
Discusión
metanálisis Aunque ha habido varios en la aspirina y gástrica cáncer, algunas críticas cuantitativos reportaron una asociación inversa [6] - [10], mientras que otro meta-análisis no encontró asociación significativa [11]. Así se realizó un meta-análisis de puesta al día en un mayor número de casos y controles que los informes anteriores para obtener una conclusión más creíble, y al mismo tiempo hemos aclarado las razones de las diferentes conclusiones en estudios previos. Además, hemos construido en las críticas anteriores mediante la evaluación de aspectos adicionales del uso de aspirina, tales como la frecuencia y duración, y una ventaja importante de nuestro estudio agrupados es que hemos sido capaces de explorar si existe un umbral de efecto entre el uso de la aspirina y el riesgo de cáncer gástrico cáncer.
la evidencia de este meta-análisis actualizado de los estudios de observación indica un efecto protector frente al cáncer gástrico, con la reducción del riesgo de uso de la aspirina siendo el 29% (33% para los estudios de casos y controles y 22% para estudios de cohortes ). Este hallazgo es consistente con varios comentarios anteriores cuantitativos [6] - [10], que reportan alrededor de 26% -33% de reducción en el riesgo de cáncer gástrico para el uso de la aspirina. Es de destacar que el uso de la aspirina puede causar sangrado gastrointestinal y perforación de úlcera [43], [44], y es posible que los pacientes con síntomas tempranos de evitar el cáncer gástrico usando este medicamento. Además, es posible que la aspirina aumenta la probabilidad de ser diagnosticados con cáncer gástrico, como resultado conduce a una subestimación del riesgo
.
Sin embargo, otro meta-análisis de Yang [11] no encontró ninguna asociación significativa entre la aspirina usar y cáncer gástrico. Después de una cuidadosa comprobación de los criterios de inclusión y exclusión, la superposición de los estudios y análisis estadísticos en el estudio de Yang [11] y nuestro estudio, se encontró que existen similitudes y diferencias. En primer lugar, en cuanto a los criterios de inclusión y exclusión, ambos meta-análisis incluyeron casos y controles, estudios de cohortes y de ECA, pero los artículos se realizaron búsquedas de enero 1980-febrero 2013 en nuestro estudio y de 1950 a enero de 2009 en el estudio de Yang. En segundo lugar, en cuanto a la superposición de los estudios incluidos, se excluyeron dos estudios informados en el estudio de Yang, ya que un estudio [45] con un gran error estándar no fue publicado en 1980 hasta 2013, pero publicado en 1968 y el resultado de otro estudio [46] es esofagogástrica adenocarcinoma de la unión en lugar de cáncer gástrico. Además, cuatro nuevos estudios [29], [31], [39], [41] se habían añadido en nuestro estudio para dar resultados más fiables y válidos. En tercer lugar, como para el análisis estadístico, se utilizaron las estimaciones de riesgo ajustados para llevar a cabo meta-análisis, pero las estimaciones de riesgo no ajustados fueron utilizados en el estudio de Yang. Otra diferencia es que la estimación del riesgo de Lindblad-2005 [37] fue 3,04 (IC 95% 2,69-3,43) informó en el estudio de Yang, pero esta estimación del riesgo en el estudio original fue sólo de 1,15 (IC del 95% 0,98 a 1,36). Por lo tanto las estimaciones del estudio de Yang pueden ser menos fiables y válidos.
La cuestión más importante sigue siendo poco clara, y que es la relación riesgo-frecuencia entre la ingesta de aspirina y cáncer gástrico. Cuando el uso de aspirina se dividió en & lt; 7 veces /semana y ≥7 veces /semana, el hallazgo interesante es que no hubo una tendencia lineal de manifiesto con el aumento de la frecuencia de uso (RR = 0,71 para & lt; 7 veces /semana; RR = 0,70 de ≥ 7 veces /semana). Sospechamos que puede haber relación no lineal en el riesgo de frecuencias, por lo que se realizó una dosis-respuesta metanálisis para aclarar esta hipótesis. Hemos encontrado que el uso de aspirina se asocia constantemente con una disminución del riesgo de cáncer gástrico, e incluso para el usuario una vez a la semana, se observó una reducción del 10% en el riesgo gástrico. Un hallazgo más interesante y significativo en nuestro estudio es la existencia de un efecto umbral entre la frecuencia de uso de la aspirina y el riesgo de cáncer gástrico. Para baja frecuencia (≤4.5 veces por /semana) la ingesta de aspirina, una tendencia decreciente monótonamente se observó (RR = 0,90 para una vez /semana usuario aspirina; RR = 0,81 para dos veces /semana; RR = 0,71 para 4,5 veces /semana). Sin embargo, para alta frecuencia (& gt; 4,5 veces /semana) la ingesta de aspirina, una inversa y monótonamente se observó una tendencia creciente (RR = 0,74 para 6 veces /semana; RR = 0,76 para 7 veces /semana; RR = 0,82 por 8 veces /semana). Por lo tanto, el umbral de frecuencia de uso de aspirina asociada con el riesgo de cáncer gástrico es de 4,5 veces por semana. Teniendo en cuenta el mayor riesgo de complicaciones hemorrágicas causadas por el uso de alta frecuencia [47], así como la rentabilidad, la frecuencia óptima de la aspirina para prevenir el cáncer gástrico puede estar dentro de la gama de 1-4.5 veces por semana, en el que la disminución de la dosis monotónicamente se observaron relaciones -response y sobre 10% de reducción de -29% en el riesgo de cáncer gástrico. Hay algunas pruebas de que 2-7 veces por semana el uso de aspirina puede reducir la incidencia de cáncer colorrectal [24]. El intervalo de superposición del uso de aspirina para el efecto protector sugiere que el uso regular de aspirina puede prevenir al mismo tiempo el cáncer gástrico y cáncer colorrectal.
También es muy importante para aclarar la relación de riesgo entre los años de duración del uso de la aspirina y el riesgo de cáncer gástrico cáncer. Cuando la duración del uso de la aspirina se divide en & lt; 5 años y mayores de 5 años, se observó una tendencia lineal negativa sugerente (RR = 0,95 para & lt; 5 años; RR = 0,67 para ≥5 años). Con el fin de verificar esta tendencia, se realizó una duración de respuesta meta-análisis utilizando datos sobre años de uso de la aspirina. Un hallazgo importante es que se observó una correlación lineal negativa entre la duración de uso de la aspirina y el riesgo de cáncer gástrico. Hubo un 10% de reducción del riesgo de cáncer gástrico para duraciones de 4 años de uso de la aspirina, y la disminución del riesgo es casi el doble de la duración de 8 años y triples para duraciones de 12 años. Un hallazgo más interesante es que la relación de riesgo de duración lineal negativa en este meta-análisis es similar con la reciente meta-análisis de cáncer colorrectal, que recomienda un mínimo de 5 años de uso de la aspirina para la prevención del cáncer colorrectal [24]. La superposición de efecto protector sugiere que el uso de aspirina a largo plazo puede prevenir al mismo tiempo el cáncer gástrico y cáncer colorrectal. Sin embargo, en el análisis combinado de tres ECA de uso de la aspirina para la prevención de las enfermedades cardiovasculares [42], se observó una reducción significativa de la mortalidad por cáncer de estómago sólo después de un largo período de latencia (RR = 1,36, IC 95% 0,64 a 2,90, de 0-10 años de seguimiento y RR = 0,42; IC del 95%: 0,23 a 0,79, por 10-20 años de seguimiento). La superposición de efecto protector sugiere que el uso de aspirina a largo plazo puede prevenir simultáneamente la incidencia y mortalidad del cáncer gástrico. Por lo tanto, a largo plazo (al menos 4 años) el uso de aspirina también se recomienda en la prevención del cáncer gástrico.
Al estratificar por el sitio del cáncer y
H. pylori
infección, las estimaciones de riesgo no tienen ninguna diferencia estadísticamente significativa entre los subgrupos. Sin embargo, el uso de aspirina se asoció con una reducción significativa en el riesgo de cáncer gástrico no cardias (CI RR = 0,59, 95% 0,44 a 0,74), pero el cáncer gástrico no de cardias (RR = 0,81, 95% CI 0,60 a 1,03) desde Sólo uno de los siete estudios sobre el cáncer gástrico cardias reportaron una asociación significativa inversa. Este hallazgo es consistente con los meta-análisis anteriores [6], [8], [11]. Dado que el cáncer gástrico cardias es diferente de cáncer gástrico no cardias en ambos rasgos patológicos y clínicos [48], [49], no sería sorprendente que el efecto de la aspirina se diferencia en sitios anatómicos. Por otra parte, el fuerte efecto protector de la aspirina entre los
H. pylori infectadas con
, pero no entre los sujetos no infectados,. Aunque los mecanismos subyacentes no se conocen bien, se ha sugerido que la aspirina puede actuar mediante la inhibición de uno o más efectos de
H. pylori
, que finalmente conducen al desarrollo del cáncer gástrico [30].
En un análisis de subgrupos estratificados por fuente de ejemplo, la estimación del riesgo (RR = 0,72) para los estudios basados en la población está más cerca de la estimación global (RR = 0,71) que la estimación del riesgo para los estudios basados en hospitales (RR = 0,63). Debido a que los participantes no pueden provenir de una única y bien definida la población, los estudios basados en el hospital pueden estar sujetos a sesgo de selección y causar la distorsión de los resultados. Sin embargo, estos estudios se sigan llevando a cabo, ya que son más convenientes, rápidos y menos costosos que los estudios basados en la población [7].
Desde que se observó cierta heterogeneidad (I
2 = 75,5%, P para la heterogeneidad = 0,000), nos propusimos explorar las fuentes de heterogeneidad mediante análisis estratificados y parcelas Galbraith. Aunque no se encontró una heterogeneidad significativa para ninguna de las variables de estratificación considerados, se encontró que el punto estima entre Europa y subgrupos cardias fueron más altos que EE.UU. y subgrupo no cardias, y estas diferencias a explicar alguna heterogeneidad. Además, las parcelas Galbraith mostraron que dos más bajo y dos estimaciones de riesgo más alto en cuatro estudios [33] - [35], [37] eran posibles fuentes de heterogeneidad. Las características de los estudios y la definición del uso de aspirina se explican cierta heterogeneidad, ya que las estimaciones de riesgo más bajas [33], [35] eran de Estados Unidos y no cardias subgrupos y uno con estimaciones de más alto riesgo definen el grupo de referencia como uso no es habitual (& lt ;. 2 pastillas por semana) [34], y otro uso de la aspirina con las estimaciones más altas de riesgo definidos como cualquier uso [37]
Los factores de confusión son un problema importante en los estudios de observación. Una asociación parcial entre una exposición y una enfermedad se puede inferir cuando los factores de confusión no se controlan, ya sea en el diseño del estudio y /o a través de métodos estadísticos de ajuste [50]. Con el fin de evitar la confusión por otros factores de riesgo, como el tabaquismo, el alcohol, el sobrepeso y la obesidad, el bajo consumo de frutas y verduras y los síntomas del tracto gastrointestinal superior, hemos utilizado las estimaciones del riesgo multivariado ajustado para llevar a cabo este meta-análisis. Por otra parte, no se encontraron diferencias significativas entre los RR combinados ajustados por estos factores y los que no ajustados, lo que sugiere que la confusión residual por el tabaquismo, índice de masa corporal, el consumo de frutas y verduras y los síntomas del tracto gastrointestinal no modificó la asociación con la aspirina.
Existen varias limitaciones potenciales para este meta-análisis. En primer lugar, los estudios observacionales son susceptibles a diversos sesgos debido a su carácter retrospectivo, por lo que su poder de la prueba no es tan fuerte como la de los estudios experimentales. En segundo lugar, debido a las limitaciones de recursos, que no tratamos de buscar estudios no publicados, lo que podría traer el sesgo de publicación. Sin embargo, la inspección visual del gráfico en embudo y pruebas estadísticas sugieren sólo un ligero sesgo de publicación para los estudios. Además, la estimación del RR varía sólo ligeramente después de usar el método de ajuste y relleno para ajustar las estimaciones de meta-análisis. En tercer lugar, debido a la falta de datos individuales, no pudimos ajustar la prevalencia del uso de aspirina por factores que pueden influir en el uso de aspirina, tales como la motivación para el uso de la aspirina [51]. En cuarto lugar, como en la mayoría de los meta-análisis, estos resultados deben ser interpretados con precaución debido a que la definición de la ingesta de aspirina, longitudes de seguimiento, método de diagnóstico y posibles factores de confusión ajustados no fuera uniforme. En quinto lugar, la limitación de nuestros datos es que no hay información de dosificación se recogió en ninguno de los estudios. La inclusión de dosis de aspirina habría proporcionado un mejor indicador de la exposición al fármaco que la frecuencia y la duración solo. Por último, si bien es muy significativo para explorar la relación entre los AINE sin aspirina y el riesgo de cáncer gástrico, no hay datos suficientes sobre los AINE sin aspirina para llevar a cabo la dosis-respuesta metanálisis.
En conclusión, la evidencia epidemiológica confirma que el uso de aspirina se asocia con un menor riesgo de cáncer gástrico. Tal efecto favorable se observó en gástrico no cardias,
H. pylori infectadas con
, de casos y controles y estudios de cohortes y de ECA, la población hospitalaria y basado en la población, América y Asia, y no se explicó por el tabaquismo, el alcohol, índice de masa corporal y otros factores de riesgo importantes para el cáncer gástrico. Un completamente nuevo hallazgo en este meta-análisis es la existencia de un efecto de umbral entre la frecuencia de la ingesta de aspirina y el riesgo de cáncer gástrico, lo que sugiere que la frecuencia recomendada para la prevención del cáncer gástrico es 1-4.5 veces por semana. Además, se observó una relación lineal entre el riesgo de duración años de uso de la aspirina y el riesgo de cáncer gástrico, por lo que a largo plazo (≥ 4 años) el uso constante de la aspirina parece ser necesario para lograr una protección efectiva. Una pregunta abierta para futuras investigaciones es si existe una relación dosis-respuesta teniendo en cuenta otros AINE. Además, se necesita un ensayo controlado aleatorizado a gran escala en una población de alto riesgo de cáncer gástrico, en el que los efectos secundarios de la aspirina deben ser monitorizados continuamente.
Apoyo a la Información
Figura S1. Parcela en Bosque para la asociación entre la frecuencia de uso de la aspirina y el riesgo de cáncer gástrico, en los estratos de la frecuencia de uso de la aspirina. El riesgo relativo combinado se logró utilizando el modelo de efectos fijos. cuadrado gris representa el riesgo relativo en cada estudio, con el tamaño de los cubos que refleja el peso específico del estudio y el IC del 95% representado por barras horizontales. El diamante indica la estimación de riesgo de resumen. Gástrico NOS significa que la ubicación de los tumores en el estómago no se ha especificado
doi:. 10.1371 /journal.pone.0071522.s001
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Figura S2.
Diagrama de bosque para la asociación entre los años de uso de la aspirina y el riesgo de cáncer gástrico, en los estratos de la duración del uso de la aspirina. El riesgo relativo combinado se logró utilizando efectos fijos y los modelos de efectos aleatorios.