Extracto
Antecedentes
Asociación entre la paridad y el riesgo de cáncer colorrectal (CCR) ha sido investigado varios estudios epidemiológicos, pero los resultados son controvertidos, sin embargo, una evaluación exhaustiva y cuantitativa de esta asociación no se ha informado hasta ahora.
Métodos
se identificaron estudios publicados relevantes de la paridad y la CRC en MEDLINE, EMBASE y web of Science bases de datos a través de finales de abril de 2013. Dos autores evaluaron de forma independiente la elegibilidad y extrajeron los datos. Once estudios prospectivos informaron las estimaciones del riesgo relativo (RR) y los intervalos de confianza del 95% (IC) del riesgo de CCR asociado con la paridad. Se agruparon los RR de los estudios individuales utilizando fija o modelos de efectos aleatorios y llevamos a cabo la heterogeneidad y análisis sesgo de publicación.
Resultados
El RR de resumen de la paridad siempre vs. nulíparas fue de 0.95 ( IC del 95%: 0,88 a 1,02), sin heterogeneidad (
Q
= 9,04,
P = 0,443
,
I
2 = 0,5%). Del mismo modo, ninguna asociación significativa fue cedido para la paridad frente al número más bajo más alto (RR = 1,02; IC del 95%: 0,89 a 1,17), con heterogeneidad moderada (
Q
= 17.48,
P
= 0,094,
I
2 = 37,1%). análisis de dosis-respuesta todavía no indicó ningún efecto de la paridad en el riesgo de CCR y el RR resumen de cada uno de nacidos vivos (IC del 95%: 0,96 a 1,02) 0,99, con moderado de heterogeneidad (
Q
= 16.50,
P Hotel & lt; 0,021,
I
2 = 57,6%). Se observaron resultados similares entre todos los análisis de subgrupo. No hay evidencia de sesgo de publicación y la heterogeneidad significativa entre los subgrupos se detectaron mediante meta-análisis de regresión.
Conclusión
Los resultados de esta dosis-respuesta meta-análisis de estudios prospectivos encontraron que había poca evidencia de una asociación entre la paridad y el riesgo de CCR
Visto:. Guan HB, Wu QJ, Gong TT, Lin B, Wang YL, Liu CX (2013) paridad y el riesgo de cáncer colorrectal: una dosis-respuesta Meta-Análisis de estudios prospectivos. PLoS ONE 8 (9): e75279. doi: 10.1371 /journal.pone.0075279
Editor: Nathan A. Ellis, de la Universidad de Illinois en Chicago, Estados Unidos de América
Recibido: 18 de mayo de 2013; Aceptado: August 14, 2013; Publicado: 30 de septiembre 2013
Derechos de Autor © 2013 Guan 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:. Los autores no tienen el apoyo o la financiación para reportar
Conflicto de intereses:. los autores han declarado que no existen intereses en competencia
Introducción
el cáncer colorrectal (CCR) es el segundo más común. diagnosticado el cáncer y la tercera causa principal de muerte por cáncer en las mujeres en todo el mundo, con más de 570.100 nuevos casos y 288,100 muertes por cáncer en 2008, lo que constituye una proporción significativa de la carga mundial de morbilidad y mortalidad por cáncer [1]. Por lo tanto, la prevención primaria de CRC es una prioridad importante de salud pública. Los estudios epidemiológicos sugieren algunos factores de riesgo modificables para el CDN como el tabaquismo, la inactividad física, la obesidad y el sobrepeso, el rojo y el consumo de carne procesada, y el consumo excesivo de alcohol [2], [3]. Los estudios también han proporcionado pruebas de que las hormonas sexuales, especialmente estrógeno, podrían desempeñar un papel en la patogénesis de CRC [4]. El estrógeno se ha implicado para esta asociación a través de varios mecanismos que podrían implicar la reducción de la producción de ácidos biliares secundarios, la reducción de la circulación similar a la insulina factor I de crecimiento (IGF-I), y la inhibición de la proliferación de células de los tumores colorrectales por su unión a los receptores de estrógenos [ ,,,0],4], [5].
factores reproductivos, como el embarazo, la edad de la menarquia, y la edad de la menopausia, se han utilizado como marcadores indirectos de exposición de por vida a los estrógenos endógenos [6]. Estradiol y estriol son producidos por la placenta, y los niveles maternos continúan aumentando en el transcurso del embarazo [7]. Los cambios en las hormonas maternas durante el embarazo podrían conducir a cambios etiológicos que afectan CRC riesgo [8]. Varios estudios de casos y controles han reportado una asociación inversa entre el número cada vez paridad o la paridad y el riesgo de CCR [9], [10], [11], [12]. Sin embargo, la interpretación de los estudios de casos y controles tradicionales se ve obstaculizada por la posible retirada y un sesgo de selección, paridad par probablemente menos propensos a sesgos y errores de clasificación, lo que hace que sea difícil sacar conclusiones firmes. Durante la última década, los resultados de estudios prospectivos que han examinado la asociación entre la paridad y el riesgo de CCR han sido inconsistentes. Algunos estudios no encontraron ninguna asociación [13], [14], [15], mientras que otros reportaron una asociación positiva con la paridad vez o números de mayor paridad [16], [17]. El objetivo de este estudio era aclarar la relación entre la paridad y el riesgo de CCR con un resumen de la evidencia de los estudios prospectivos publicados con un meta-análisis de dosis-respuesta.
Materiales y Métodos
Literatura Búsqueda
Se realizó una búsqueda exhaustiva de abril de 2013 la literatura utilizando para MEDLINE, EMBASE, y web of Science bases de datos de estudios epidemiológicos que evaluaron la asociación entre la paridad (que se define como el número total de nacimientos vivos) y el riesgo de CCR. La búsqueda se limitó a estudios en humanos utilizando las siguientes palabras clave de búsqueda y términos de encabezamientos de materia médica: (paridad o el embarazo o de nacimientos vivos o de la reproducción o de reproducción o factores reproductivos) y (colorrectal o de colon y recto o colon o rectal o recto) y (cáncer o neoplasia o carcinoma o tumor). También se revisaron las referencias de todos los estudios incluidos para publicaciones adicionales. Esta revisión sistemática fue planeado, llevado a cabo, e informó en la adhesión a las normas de calidad para la presentación de informes meta-análisis [18].
se incluyeron Criterios de selección Estudio
Los estudios publicados si 1) utilizan una de estudio prospectivo; 2) evaluar la asociación entre la paridad y el riesgo de CCR; 3) se presenta el riesgo relativo (RR) o la razón de riesgo (HR) calcula con intervalos de confianza del 95% (IC), los errores estándar (EE) o datos necesarios para el cálculo de éstas. Cuando hay varias publicaciones del mismo estudio estaban disponibles, se utilizó la publicación con el mayor número de casos y la información más aplicable. Los pasos detallados de la búsqueda bibliográfica se muestran en la Figura 1. En pocas palabras, se identificaron 22 publicaciones completas potencialmente relevantes [13], [14], [15], [16], [17], [19], [20] , [21], [22], [23], [24], [25], [26], [27], [28], [29], [30], [31], [32], [ ,,,0],33], [34], [35] a partir de 3.226 artículos. Dos publicaciones [16], [21] que no informó de suficiente información para el análisis principal de la paridad siempre, por tanto, que sólo estaban incluidos en el análisis de subgrupos del número de paridad. Dos artículos fueron excluidos debido a los informes duplicados de las mismas poblaciones de estudio [25], [26], se excluyeron cuatro artículos, ya que no informaron datos utilizables o suficientes de las estimaciones de riesgo [27], [28], [29], [ ,,,0],30], y cinco artículos fueron excluidos debido a la mortalidad o supervivencia a partir de datos [31], [32], [33], [34], [35]. Los 11 artículos restantes fueron incluidos en el meta-análisis [13], [14], [15], [16], [17], [19], [20], [21], [22], [23] , [24].
abstracción de datos y evaluación de la Calidad
Para cada estudio elegible, dos investigadores (H-BG y Q-JW) realizaron de forma independiente la evaluación de elegibilidad, la abstracción de datos, y la evaluación de la calidad. Los desacuerdos se discutieron y resolvieron por consenso. Los datos extraídos de cada estudio fueron: lista de autores, año de publicación, región de estudio, estudio tamaño de la muestra (número de casos y tamaño de la cohorte), el rango de seguimiento de los estudios, la exposición y la evaluación de resultados incluyendo la paridad y el número de categorías de paridad, específicas de estudios de las estimaciones ajustadas con sus IC del 95% para el siempre parous frente nulíparas, la más alta en comparación con el número más bajo (incluyendo nulíparas) de paridad y factores coincidentes por el diseño o se regulan para el análisis de datos. Si hay varias estimaciones de la asociación estaban disponibles, se extrajo el cálculo ajustado por la mayoría de las covariables. Si no se presentaron estimaciones ajustadas, se incluyó la estimación cruda. Si no hay una estimación se presenta en un estudio determinado, se calculó la misma y su IC del 95%, de acuerdo a los datos brutos presentados en el artículo.
Para evaluar la calidad del estudio, un sistema de 9 estrellas, sobre la base del Newcastle -Ottawa Escala [36], [37], [38] fue utilizado. Una puntuación total fue de 9 y un estudio de alta calidad se define como uno con una puntuación de calidad superior o igual a 8.
Análisis estadístico
Los RR ajustados específicos del estudio se utilizaron como medida de asociación entre los estudios. Debido a que el riesgo absoluto de CRC es baja, se asumió que las estimaciones de riesgo, las tasas o proporciones de riesgo de estudios prospectivos eran todas las estimaciones válidas de la RR y por lo tanto nos informan de todos los resultados que el RR para la simplicidad. Para un estudio que no utilizó la categoría con el número más bajo de la paridad como referencia, se utilizó el método de recuento de efectivo propuesto por Hamling et al [39] para volver a calcular los RR. Para los estudios que muestran de forma independiente en el cáncer de colon y de recto, pero no para el cáncer colorrectal, sólo se agruparon los resultados por separado con otros estudios
.
Para el análisis de dosis-respuesta, se utilizó el método propuesto por Groenlandia et al [ ,,,0],40] y Orsini et al [41] para calcular específicas de estudios de pistas (tendencias lineales) e IC 95% de los logaritmos naturales de los RR y los IC a través de categorías de la cantidad de paridad. El método requiere que la distribución de los casos y los años-persona o no casos y los RR con las estimaciones de la varianza durante al menos tres categorías de exposición cuantitativos son conocidos. Para los estudios que informaron el número de rangos que calcula el punto medio de cada categoría mediante el cálculo de la media de los extremos inferior y superior. Cuando la categoría más alta se terminó abierta asumimos la longitud del intervalo de composición abierta para que sea el mismo que el del intervalo adyacente. Cuando la categoría más baja se terminó abierta fijamos el límite inferior a cero. Los resultados de dosis-respuesta en los diagramas de bosque se presentan para un incremento de un nacido vivo para el número de paridad.
Se evaluó la heterogeneidad entre los estudios de RR utilizando la Cochrane
Q
estadística, donde
P Hotel & lt; 0,1 es indicativo de heterogeneidad estadísticamente significativa, y el
I
2 estadística. La estimación de resumen basado en el modelo de efectos fijos [42] para la heterogeneidad detectada o el modelo de efectos aleatorios [43] cuando se detectó heterogeneidad significativa. En ambos métodos, el peso de cada estudio depende de la inversa de la varianza de registro OR, que se estimó por el IC del 95% de cada estudio. las estimaciones de resumen se calcularon para siempre multíparas y el número de paridad. Los análisis de subgrupos se llevaron a cabo sobre la base de la calidad del estudio (baja versus alta calidad), la duración del seguimiento (& lt; 10 frente a ≥ 10 años), el número de casos (& lt; 500 vs. ≥500), ubicación geográfica (América , Europa y Asia), localización anatómica del cáncer (de colon vs recto), subsitio de cáncer de colon (vs proximal distal). También se estratificaron los estudios incluidos por si el estudio de ajustar por factores de confusión potencialmente importantes y factores de riesgo (por ejemplo, el índice de masa corporal, la diabetes mellitus (DM), y la actividad física). No estratificar por la evaluación del caso, ya que todos los estudios incluidos utilizaron los registros de cáncer o registros médicos. La heterogeneidad entre los subgrupos se evaluó mediante meta-regresión. Por último, se realizó un análisis de sensibilidad con exclusión de un estudio a la hora de explorar si los resultados fueron fuertemente influenciados por un estudio específico. Se evaluó
El sesgo de publicación a través de regresión lineal de Egger [44], los métodos de correlación de rangos de Begg [45 ] y los gráficos de embudo. Un
P
-valor inferior a 0,05 para Egger de o pruebas de Begg fue considerado representante del sesgo de publicación significativo estadístico. Los análisis estadísticos se realizaron con Stata (versión 11.2; StataCorp, College Station, TX). P-valores fueron de dos caras con un nivel de significación de 0,05.
Resultados
Características de los Estudios y Evaluación de la Calidad
La Tabla 1 representa las características de los 11 estudios incluidos. Diez cohorte [13], [14], [15], [16], [17], [19], [20], [21], [22], [24] y 1 estudios de casos y controles anidados [23 ] fueron publicados entre 1987 y 2011, lo que implicó un total de 9.178 casos y no casos 964,050. Se llevaron a cabo seis estudios en los Estados Unidos [13], [15], [16], [17], [21], [24], 2 cada uno en Europa [14], [23] y Japón [20], [ ,,,0],22], y 1 en Canadá [19]. tamaños de cohortes oscilaron entre 11.888 [24] a 337.802 [14], y el número de casos de CCR variaron de 68 [24] para 2148 [23]. La mediana del número de casos de CCR fue 501 y la mediana de seguimiento fue de 10 años.
Estudio específico de las puntuaciones de calidad se resumen en la Tabla S1. Las puntuaciones de calidad a distancia del 6 al 9 con una puntuación media de 8. Los estudios con una puntuación más baja calidad en general no se ajustaron para factores de confusión. Los estudios de alta calidad (es decir, aquellos estudios que tenían al menos una puntuación de 8) incluyeron siete estudios de cohortes [13], [14], [16], [19], [20], [21], [22] .
¿Alguna vez Nunca vs. paridad
Ocho cohorte [13], [14], [15], [17], [19], [20], [22], [24 ] y 1 estudios de casos y controles anidados [23] investigaron la asociación entre la paridad y jamás el riesgo de CCR. El RR resumen de CRC para la paridad siempre frente nulíparas (IC del 95%: 0,88 a 1,02) 0,95, sin heterogeneidad (
Q
= 9,04,
P = 0,443
,
me
2 = 0,5%) (Tabla 2 y Figura 2). No había ninguna indicación de sesgo de publicación con la prueba de Egger (
P Opiniones de sesgo = 0,739) o con el test de Begg (
P Opiniones de sesgo = 0,929) y la asimetría se observa en los gráficos de embudo cuando una inspección visual (datos no mostrados)
los cuadrados indican los riesgos relativos específicos del estudio (tamaño del cuadrado refleja el peso estadístico específico del estudio).; líneas horizontales indican IC del 95%; diamante indica la estimación del riesgo relativo resumen con su IC del 95%. IC: intervalo de confianza; RR: riesgo relativo; CC: cáncer de colon; RC:. Cáncer rectal
más alta vs. baja Número de Paridad
Ten cohorte [13], [14], [15], [16], [17 ], [19], [20], [21], [22], [24] y 1 estudios de casos y controles anidados [23] investigaron la asociación entre el número de paridad y el riesgo de CCR. Ocho estudios [13], [15], [17], [19], [20], [21], [23], [24] que se refiere nulíparas como la categoría más baja del número de parto y 3 estudios [14], [16], [22] se refiere a un nacido vivo como la categoría más baja del número de parto. El RR resumen de CRC para las categorías más altas en comparación con más del número de paridad (IC del 95%: 0,89 a 1,17) 1,02, con heterogeneidad moderada (
Q
= 17.48,
P =
0,094,
I
2 = 37,1%) (Tabla 3 y Figura 3). No había ninguna indicación de sesgo de publicación con la prueba de Egger (
P Opiniones de sesgo = 0,734) o con el test de Begg (
P Opiniones de sesgo = 0,891) y la asimetría se observa en los gráficos de embudo cuando una inspección visual (datos no mostrados)
los cuadrados indican los riesgos relativos específicos del estudio (tamaño del cuadrado refleja el peso estadístico específico del estudio).; líneas horizontales indican IC del 95%; diamante indica la estimación del riesgo relativo resumen con su IC del 95%. IC: intervalo de confianza; RR: riesgo relativo; CC: cáncer de colon; RC:. Cáncer rectal
En un análisis de sensibilidad, hemos eliminado secuencialmente un estudio a la vez y volvieron a analizar los datos. Los 11 RR específicos para el estudio de la cantidad de paridad osciló entre un mínimo de 1,00 IC (95%: 0,91 a 1,11,
Q
= 13.54,
P = 0,196
,
I
2 = 26,1%) después de la omisión del estudio realizado por Martínez et al [16] y un máximo de 1,05 IC (95%: 0,95 a 1,17,
Q
= 14.69,
P = 0,100
,
I
2 = 38,7%) después de la omisión del estudio de Broeders et al [23]. El efecto sobre los resultados de la exclusión de tres estudios [14], [16], [22], que hace referencia a un nacido vivo como la categoría más baja del número de parto también fue explorada y el RR resumen: IC 0,95 (95%: 0,85 a 1,07,
Q
= 10.16,
P = 0,254
,
I
2 = 21,3%).
Análisis dosis-respuesta de cada 1 de nacimientos vivos
Seis cohorte [13], [14], [15], [16], [20], [22] y 1 estudios de casos y controles anidados [23] se incluyeron en el análisis de dosis-respuesta. Cuatro estudios [13], [15], [20], [23] que se refiere nulíparas como la categoría más baja del número de parto y 3 estudios [14], [16], [22] se refiere a un nacido vivo como la categoría más baja de número de parto. El RR de resumen de cada nacido vivo (IC del 95%: 0,96 a 1,02) 0,99, con moderado de heterogeneidad (
Q
= 16.50,
P Hotel & lt; 0,021,
2 = 57,6%) (Figura 4). El sesgo de publicación no fue evidente con la prueba de Egger (
P = 0,656
), el test de Begg (
P = 0,458
) y visual inspeccione del gráfico en embudo (datos no mostrados). Además, no se encontraron pruebas de que el número de paridad se asoció con el cáncer de colon, cáncer de recto, y el subsitio de cáncer de colon (Tabla 4).
Los cuadrados indican los riesgos relativos específicos del estudio (tamaño del cuadrado refleja el peso específico del estudio estadístico); líneas horizontales indican IC del 95%; diamante indica la estimación del riesgo relativo resumen con su IC del 95%. IC: intervalo de confianza; RR: riesgo relativo; CC: cáncer de colon; RC:. Cáncer rectal
En un análisis de sensibilidad que excluyó un estudio a la vez, el RR de resumen para el CDN osciló entre 0,98 IC (95%: 0,96 a 1,00,
Q
= 9,13,
P = 0,166
,
I
2 = 34,3%) cuando Tsilidis et al [14] se excluyó a CI 1,01 (95%: 0,99 a 1,03,
Q
= 8,37,
P = 0,137
,
I
2 = 40,3%) cuando Broeders et al [23] fue excluido. El efecto sobre los resultados de la exclusión de los estudios de los análisis de dosis-respuesta también fue explorado. Cuando el análisis de alta versus baja el número de partos se restringió a los estudios que se incluyeron en el análisis dosis-respuesta de la cantidad de paridad, el RR de resumen fue de 1,02 (IC95%: 0,92 a 1,13,
Q
= 10.20,
P = 0,177
,
I
2 = 31,4%), similar a la original, incluyendo el análisis de todos los estudios. Del mismo modo, también exploramos el efecto sobre los resultados de la exclusión de tres estudios que se referían a un nacido vivo como la categoría más baja del número de parto y el RR resumen: 0,98 (IC del 95%: 0,96 a 1,00,
Q = 5,34
,
P = 0,254
,
I
2 = 25,1%).
subgrupos y Meta-análisis de regresión
Hemos realizado estratificado y meta-análisis de regresión para examinar las posibles diferencias entre las estimaciones de riesgo por diversas características del estudio. Sin embargo, no se encontraron pruebas de heterogeneidad y la asociación significativa entre la vez la paridad y el número de paridad y el riesgo de CCR en las estimaciones combinadas por cualquier subgrupo de análisis (Tabla 2 y 3). Al considerar acerca de si los estudios incluidos ajustados por posibles factores de confusión o factores de riesgo importantes, no hemos encontrado una diferencia significativa entre las estimaciones ajustadas y los que no ajustado por factores específicos (Tabla 2 y 3). Resultados similares se observaron cuando los análisis estratificados se llevaron a cabo los estudios que se incluyeron en el análisis dosis-respuesta de la cantidad de paridad (Tabla 4).
Discusión
Para nuestro conocimiento , esta es la primera resumen cuantitativo de la literatura publicada investigó la relación entre la paridad y el riesgo de CCR. Sin embargo, no se encontraron pruebas para apoyar una asociación entre la paridad y el número cada vez la paridad y el riesgo de CCR en los metanálisis categóricas y dosis-respuesta. Además, los resultados fueron consistentes en todos los análisis estratificados (Tabla 2, 3, y 4).
Los mecanismos biológicos exactos que subyacen a la asociación entre la paridad y el riesgo de CRC no se entienden completamente. Sin embargo, hasta la fecha, alguna evidencia biológica ha sugerido que existe un vínculo entre la paridad y el riesgo de CCR. Los estrógenos, que se realizan comúnmente que redujo el tiempo de tránsito y el aumento de la motilidad intestinal reducir el riesgo al reducir al mínimo el contacto entre los agentes carcinógenos lumen y el epitelio del colon, o mediante la limitación de oportunidades para la activación de procancerígenos por enzimas metabólicas epiteliales, son 10 veces más altos debido al feto-placentaria contribución durante el embarazo [46]. Además, también se sugirió estrógeno para participar en la reducción de la producción de ácido biliar secundaria, circulantes de IGF-I, y la inhibición de la proliferación de células de los tumores colorrectales por su unión al receptor de estrógeno. Por otro lado, la hiperinsulinemia es un promotor CRC humano basado en la evidencia de que la insulina es un mitógeno de células epiteliales de colon in vitro, y la insulina entregado a través de la inyección se demostró recientemente para aumentar la incidencia de tumores de colon azoximetano iniciada en ratas [47], [ ,,,0],48]. Y el embarazo altera el metabolismo de los hidratos de carbono que conduce a la disminución de la tolerancia a la glucosa y aumento de la secreción de la insulina [46]. Aunque DM ya ha considerado como factor de riesgo de CCR [49], el número limitado de los estudios incluidos [13], [14] se ajusta en su modelo multivariable. A pesar de que el resultado de la meta-regresión de categoría y el análisis de dosis-respuesta no sugirió si ajustar DM no es la fuente de heterogeneidad, otros estudios con ajuste para se necesitan factores más confusión incluyendo DM (Tabla 2, 3, y 4).
en el análisis estratificado de la ubicación geográfica, aunque los resultados de meta-regresión no encontraron diferencias significativas entre los subgrupos, el RR resumen de Asia fue un poco diferente de América y Europa, no sólo en vez de paridad, pero en el análisis del número de parto (Tabla 2 y 3). Tal diferencia puede atribuirse a la diferente porcentaje de poblaciones nulíparas en Asia que la que se encuentra en América y Europa. Akhter et al [20] informó de que aproximadamente el 6% no casos no dieron a luz en directo en un estudio de cohorte de 48,511 hembras realizados en Japón, mientras que dos estudios prospectivos realizados en los Estados Unidos [13] y en Europa [14] informó de casi 15% y el 20,6% en las poblaciones nulíparas 212,148 y 335,924 no casos, respectivamente. También se observaron diferencias similares cuando se comparó la más alta en comparación con el número más bajo de la paridad (Tabla 3). Sin embargo, cuando los no casos o personas-año se consideraron en el análisis de dosis-respuesta de número de parto, la diferencia fue atenuada (Tabla 4).
Nuestro estudio tiene varios puntos fuertes. Debido a que la evaluación cuantitativa se basó en estudios prospectivos, por tanto, nuestros hallazgos no parecen explicarse por el sesgo de recuerdo y sesgo de selección. También llevó a cabo la sensibilidad y análisis estratificados para investigar si cualquier estudio particular, explicó los resultados y explorar la heterogeneidad, pero los resultados fueron generalmente similares. Además, no hubo evidencia de heterogeneidad significativa entre los subgrupos con los análisis de meta-regresión. A pesar de que La Vecchia et al [50] han ya analizado publicado estudios observacionales (incluyendo 15 estudios de casos y controles, dos estudios de cohortes y un estudio basado en registro de cáncer de siete países diferentes) que se centró en la asociación entre la paridad y el riesgo de CCR, el los resultados de todos los estudios incluidos se acaba de ilustrar en su estudio. En comparación con La Vecchia et al [50], este metanálisis primera evaluado ampliamente y cuantitativamente esta asociación hasta la fecha y ha proporcionado información detallada. Varias limitaciones también deben abordarse. En primer lugar, este meta-análisis incluye 11 estudios prospectivos de diseño buenas, pero la posibilidad de que la relación observada entre la paridad y el riesgo de CCR fue debido a la confusión no medida o residual debe ser considerado. Un número de factores que pueden confundir la asociación entre la CRC y las variables reproductivas, por ejemplo, el índice de masa corporal, DM, y la condición socioeconómica. Aunque los análisis estratificados se llevaron a cabo entre estos importantes factores de confusión y los factores de riesgo y no se observó ninguna diferencia por el meta-regresión, varios resultados mostraron significación marginal. Teniendo en cuenta ningún acceso a los datos en bruto de los estudios incluidos de este meta-análisis y no pudimos ajustar plenamente de estos factores de confusión potencialmente importantes, por lo tanto, algunos de los inexplicable heterogeneidad entre los estudios tal vez atribuido a las diferencias en los ajustes estadísticos a través de estudios y de colaboración estudios combinados, que podría estandarizar las definiciones de todas las categorías de covarianza entre los estudios están garantizados en el futuro. En segundo lugar, este estudio no proporciona un alto nivel de evidencia en los análisis estratificados de CRC sitio anatómico y subsitio de cáncer de colon a pesar de que pedimos a un número de estudios prospectivos, dada la escasez de estudios publicados. Por lo tanto, más estudios deben evaluar este tema en el futuro. En tercer lugar, aunque el sesgo de publicación puede ser un problema en los metaanálisis de los estudios publicados, no encontramos ninguna evidencia de tal sesgo en este análisis. Además, los estudios que fueron excluidos del análisis de dosis-respuesta de la cantidad de paridad es poco probable que han alterado los resultados, ya que los resultados de alta versus baja el número de parto fueron similares cuando se repitió el análisis con el mismo conjunto de datos como en la dosis el análisis -response.
en conclusión, este meta-análisis encontró que no hubo asociación entre la vez la paridad y el número de paridad y el riesgo de CCR no sólo en los metanálisis categóricas y dosis-respuesta. más estudios prospectivos o una colaboración reanálisis de los datos primarios de los estudios individuales están garantizados para proporcionar resultados más detallados, incluyendo los resultados estratificados por sitio anatómico CRC, subsitio de cáncer de colon, o el ajuste por factores de confusión potenciales más.
Apoyo a la Información sobre Table S1.
la calidad metodológica de los estudios prospectivos incluidos en el meta-análisis
doi:. 10.1371 /journal.pone.0075279.s001 gratis (DOC)