Abstract

beber álcool e fumar tabaco são assumidos ter efeitos independentes e conjuntos significativos sobre câncer bucal (OC) de desenvolvimento. Esta suposição é baseada em relatos consistentes de estudos observacionais, que, no entanto, superestimaram os efeitos independentes de fumar e beber, porque não conta para o efeito de interação na análise multivariada. Este estudo de caso-controle procurou investigar o independente e os efeitos conjuntos de fumar e beber em OC em uma amostra homogénea de adultos. pacientes casos (n = 1.144) foram afetados por carcinoma epidermóide de boca /orofaríngea invasivo confirmado histologicamente, diagnosticados entre 1998 e 2008 em quatro hospitais de São Paulo (Brasil). pacientes do grupo controle (n = 1.661) não foram afetados pela potáveis, doenças associadas ao tabagismo, cancros, doenças do trato aero-digestivo superior. consumos de tabaco e álcool cumulativos foram avaliados anamnese. Os pacientes foram classificados em nunca /nunca usuários e nunca /nível 1 /nível 2 usuários, de acordo com o nível de consumo médio nos controles. Os efeitos de fumar e beber em OC ajustados para idade, sexo, nível de escolaridade foram avaliados através de análise de regressão logística; Modelo-1 não conta para a interação potável fumar; Modelo-2 foi responsável por esta interacção e incluiu os termos de interação resultantes. Os modelos foram comparados pelo teste de razão de verossimilhança. De acordo com o Modelo-1, os odds ratio ajustados (OR) para fumar, beber, fumar-potável foram 3,50 (95% de confiança -95CI intervalo, 2,76-4,44), 3,60 (IC95, 2,86-4,53), 12,60 (IC95, 7,89 -20,13), respectivamente. De acordo com o Modelo-2 esses números foram de 1,41 (IC95, 1,02-1,96), 0,78 (IC95, 0,48-1,27), 8,16 (IC95, 2,09-31,78). Resultados análogos foram obtidos utilizando três níveis de exposição a fumar e beber. Modelo-2 apresentou melhores estatísticas significativas bondade-de-ajuste do Modelo-1. Beber não foi independentemente associada com OC, enquanto o efeito independente do hábito de fumar foi mais baixa do que o esperado, sugerindo que estudos de observação deve ser revisto de forma adequada representando a interação potável fumar. políticas de controle OC deve se concentrar em comportamentos de dependência em vez de fatores de risco de vida individuais

Citation:. Ferreira Antunes JL, Toporcov TN, Biazevic MGH, Boing AF, Scully C, Petti S Effects (2013) Conjuntos e independente Consumo de Bebidas Alcoólicas e Tabaco de fumar sobre o Câncer Oral: Um grande estudo caso-controle. PLoS ONE 8 (7): e68132. doi: 10.1371 /journal.pone.0068132

editor: Olga Y. Gorlova, da Universidade do Texas M. D. Anderson Cancer Center, Estados Unidos da América

Recebido: 14 Março, 2013; Aceito: 24 de maio de 2013; Publicação: 10 de julho de 2013

Direitos de autor: © 2013 Ferreira Antunes et al. Este é um artigo de acesso aberto distribuído sob os termos da Licença Creative Commons Attribution, que permite uso irrestrito, distribuição e reprodução em qualquer meio, desde que o autor original ea fonte sejam creditados

Financiamento:. Nenhuma corrente fontes de financiamento externas deste estudo

Conflito de interesses:.. Os autores declararam que não existem interesses conflitantes

Introdução

O tabagismo e consumo de álcool são fatores de risco de estilo de vida que jogo um papel etiológico no desenvolvimento do cancro oral com provas suficientes. Tal alto nível de evidência é corroborada por uma multidão de estudos observacionais consistentes publicados desde a década de 70, que relatou que esses fatores de risco de vida foram significativamente associados com câncer oral [1] – [4]. estudos observacionais subseqüentes relataram que o risco de câncer oral em indivíduos expostos a tanto fumar e beber era maior do que aditivo. Mais especificamente, foi maior do que a soma dos dois riscos individuais atribuível ao fumo sozinho e para beber sozinho. Tal conjunto de fumar beber (ou interação) efeito foi avaliada informalmente, as amostras de divisão em estratos de acordo com vários níveis de exposição a fumar e beber e de comunicação das diferenças nas estimativas de risco de câncer orais entre diferentes estratos [3], [5]. Posteriormente, pooled- e meta-análises foram projetados para estimar formalmente a magnitude deste efeito conjunto: dois estudos utilizaram o parâmetro de interação multiplicativa e descobriram que o efeito conjunto foi de três [6] e [7] duas vezes maiores do que os efeitos individuais de fumar e beber multiplicado um pelo o outro; Outro estudo investigou o Índice de Interacção contraste e descobriram que o efeito conjunto foi maior do que o efeito aditivo de ambas as exposições por um factor de dois [8].

Estes dados demonstram que a interacção-beber de fumar tem um estatisticamente e efeito clinicamente significativo sobre o cancro oral. Portanto, estudos observacionais concebido para investigar os efeitos de fumar e beber em câncer bucal deve necessariamente explicar esse efeito conjunto significativo, porque a conta ausente do termo de interação leva a superestimar os efeitos independentes de fumar e beber em câncer bucal, além de ajuste insuficiente para co-variáveis ​​distais em estudos que avaliem outros fatores de risco. O método mais simples para explicar um tal efeito comum na análise de regressão é a abordagem interacção prazo, o que implica que uma variável adicional -o prazo- interacção está incluído no modelo [9], [10].

Surpreendentemente , nenhum estudo observacional publicado durante os últimos vinte e cinco anos foi responsável pela interação potável fumar (revisado por [3] – [5], [8]). Essas considerações levantam a suspeita de que os efeitos independentes de fumar e beber em câncer bucal está superestimada, pois meta-análises e revisões sistemáticas são baseados nestes estudos observacionais [1] – [4].

O objetivo deste estudo contribuir para essa discussão, avaliando a hipótese de que quando o modelo estatístico responde corretamente para o efeito joint-bebendo de fumar, os efeitos independentes de fumar e beber no risco de câncer de boca são mais baixos do que o esperado. Especificamente, foi elaborado um estudo caso-controle para comparar o método convencional para avaliar os efeitos individuais de consumo de tabaco e beber álcool, que não leva em conta o efeito da interação, com uma avaliação alternativa que é responsável por um efeito tão conjunta das duas exposições

Métodos

h3> Declaração

Todos os quatro centros de estudo, envolvidos neste estudo de caso-controle, observou estatutos nacionais e internacionais sobre ética em pesquisa sobre seres humanos; todos os pacientes assinaram o termo de consentimento informado e depuração ética foi dada pelas comissões de todos os hospitais participantes de Ética em Pesquisa. Mais especificamente, o “Comitê de Ética em Pesquisa do Complexo Hospitalar Heliópolis”, o “Comitê de Ética em Pesquisa – CEP – do Hospital AC Camargo”, o “Comitê de Ética em Pesquisa em Seres Humanos do Instituto do Câncer Arnaldo Vieira de Carvalho “ea” Comissão de Ética do Pará Análise de Projetos de Pesquisa da Diretoria Clínica do Hospital das Clínicas da Faculdade de Medicina da Universidade de São Paulo “.

Estudo design by

Nós projetamos um hospital- baseado, estudo caso-controle incluindo pacientes com carcinoma de células escamosas da cavidade oral e orofaringe confirmada histologicamente.

foi necessário para controlar ou ajustar os efeitos de fumar e beber para os efeitos de outros fatores. Para doenças como o cancro oral com etiologia multifatorial complexa, muitos, fatores genéticos, ambientais comportamentais são ainda desconhecidas [11], [12]. Portanto, é impossível construir um estudo observacional que responde por todos estes factores. Além disso, estudos que não levam em conta não-investigadas variáveis ​​desconhecidas ocultos //superestimar os efeitos da remanescentes investigados fatores. Nós resolvemos esse problema sério incluindo variáveis ​​demográficas (idade, sexo e nível sócio-econômico) no conjunto de co-variáveis ​​e, mais importante, a seleção de casos e controles da mesma população subjacente, ou seja, os pacientes que procuraram atendimento em quatro hospitais de são Paulo (Brasil), que seguiu as vias de encaminhamento semelhantes, isto é, os médicos de clínica geral. A importante vantagem de seleccionar a amostra de uma população homogénea é que, nestas circunstâncias, os factores ocultos /não-investigada /desconhecidos são parte do ambiente de fundo, são assumidos para ser distribuído uniformemente e, por conseguinte, podem ser tidas em conta, portanto, também simplificando os métodos estatísticos [13], [14]. Portanto, estudos de centro único em conta factores não identificados melhores do que os estudos multicêntricos.

Além disso, a fim de aumentar a chance de que as associações não-significativas entre as variáveis ​​investigadas e câncer bucal foram realmente devido à falta de associações, em vez de ao alto nível de erro beta, foram coletadas a maior amostra possível. Nós, por conseguinte, não pré-avaliar a dimensão mínima da amostra, mas avaliou-se o poder estatístico do estudo com base nas características da amostra final.

Finalmente, uma vez que as duas variáveis ​​principais foram avaliados de exposição anamnaestically, avaliou a exposição a fumar e beber usando métodos aprovados e promovidos pela Agência Internacional de Investigação do Cancro (IARC).

seleção da amostra

Cases.

de novembro 1998 a dezembro de 2008, incluiu pacientes submetidos a tratamento para o câncer de boca e orofaringe em quatro principais hospitais da cidade de São Paulo, Brasil (Hospital Heliópolis; Hospital das Clínicas; Hospital AC Camargo; Instituto do câncer Arnaldo Vieira de Carvalho) para participar no caso estudos -control avaliando diferentes hipóteses etiológicas. Um destes quatro estudos [15] avaliaram pacientes com câncer de cabeça e pescoço inscritos para estudos multicêntricos mais amplos (ou seja, o “Estudo Internacional do Meio Ambiente, vírus e câncer da cavidade oral e da laringe”, seção latino-americana, eo ” Genoma clínico do Cancer Project “) [16]. Os demais estudos [17] – [19] pacientes exclusivamente avaliadas com câncer de boca e orofaringe

A amostra atual foi reunido através da fusão das bases de dados dos quatro hospitais.. O grupo caso foi composta exclusivamente por pacientes recém-diagnosticados com carcinoma invasivo oral (C01-C06, Classificação Internacional de Doenças, 10

th revisão) e orofaringe (C09-C10) escamosas, confirmada histologicamente. Mais especificamente, foram incluídos os cânceres de língua (C01, C02), goma (C03), assoalho da boca (C04), palato (C05), outras partes não especificadas da boca (C06), amígdalas (C09) e orofaringe (C10), enquanto que os cancros do lábio (C00), nasofaringe (C11), foram excluídos hipofaringe (C13) e outros locais de lábio, cavidade bucal e faringe (C14). STAGE-0 cancros, correspondendo a carcinoma in situ, foram excluídos porque não eram necessariamente invasivo.

A fim de limitar os casos para aqueles que tiveram a mesma possibilidade razoável de ter tido a doença induzida pela exposição sob investigação [13], foram selecionados apenas os pacientes de hospitais da mesma cidade, uma condição que garantiu que não identificados ou não-investigados fatores de risco do câncer bucal foram uniformemente distribuídos dentro da população da qual foram selecionados os casos e controles.

controles .

doentes eram indivíduos atendidos em ambulatórios próprios dos mesmos hospitais que seguiram as mesmas rotas de referência como pacientes casos (isto é, serviços de saúde primários, principalmente clínicos gerais e dentistas gerais). Controles não foram a ser afectados por doenças potencialmente relacionados com exposições beber e fumar. Além disso, indivíduos com experiência atual ou passado de câncer ou doenças do trato aero-digestivo não eram elegíveis.

Os dados dos quatro centros de estudo, incorporada neste estudo, seguiu os procedimentos de harmonização para sexo e idade. Como um dos centros de estudo [15] voltados para a ampla categoria de câncer de cabeça e pescoço, foi necessário selecionar apenas pacientes com câncer de boca e orofaringe do banco de dados do que o centro e para excluir os pacientes com câncer de nasofaringe, hipofaringe e laringe , ao passo que todos os controlos foram considerados. Por esta razão, no presente estudo, o grupo controle foi maior do que o grupo de casos e um ajuste para idade e sexo também era obrigatória.

Variáveis ​​explicativas

examinadores treinados especificamente entrevistados participantes imediatamente após a sua consulta clínica numa sala separada; arquivos hospitalares foram consultados para registrar informações contidas no prontuário dos pacientes. Todos os casos e controles foram submetidos a entrevistas pessoais idênticas em relação ao sexo, idade, escolaridade, tabagismo e consumo de álcool.

A avaliação dos hábitos tabagistas e etilistas seguiram os métodos aprovados pelo IARC [3], [4], [ ,,,0],20], validado, padronizado e amplamente utilizado em grandes estudos epidemiológicos dentro do Consórcio inhance (ver, por exemplo, [6], [21], [22]). Mais especificamente, o questionário considerados padrões sequenciais de frequência, duração e tipo de produto consumido durante a vida do sujeito. Os pacientes não relataram ter fumado pelo menos um cigarro por dia durante um ano inteiro foram consideradas nunca fumaram. Um charuto foi considerada equivalente a quatro cigarros, e cada tubo de servir equivalente a três cigarros [4]. doses cumulativas de exposição ao tabaco foram calculados em termos de maços-anos (um ano-maço é igual a um pacote de cigarros fumados por dia durante um ano). Foram utilizados dois esquemas de classificação: dicotômica (nunca fumantes, nunca fumantes) e três categorias (nunca fumaram, nível 1 fumantes e de nível 2 fumantes, de acordo com a mediana de anos-maço relatado por controles)

Os pacientes relatam nunca ter consumido pelo menos uma bebida em uma base mensal regular foram considerados não-bebedores. beber álcool foi medido por gramas de etanol, considerando que um litro de etanol pesa 798 g e que a cerveja contém 5% de etanol em volume; vinho 12%; licores 30% e bebidas destiladas 41% [20]. exposição cumulativa ao álcool foi expressa em gramas anos (gramas de etanol consumido diariamente multiplicado pelo número de anos de consumo). Foram utilizados dois esquemas de classificação: dicotômica (sempre bebedores, nunca bebedores) e três categorias (nunca bebedores, de nível um bebedores e nível de dois bebedouros, de acordo com a mediana das gram-anos relatado por controles)

análise estatística

As diferenças entre casos e controles sobre faixa etária, sexo e escolaridade foram avaliados através da análise de regressão logística usando controles como grupo de referência. A idade foi categorizada em 45, 45-49, 50-54, 55-59, 60-64, 65-69, 69 anos, enquanto o nível de escolaridade no 5, 5-8, 8 anos de Educação formal. Variáveis ​​que forneceram odds ratio (OR) para o cancro oral, que foram estatisticamente significativos ao nível de 95% foram incluídos nos modelos estatísticos como fatores de confusão.

A fim de explorar o nível de erro beta, o poder do estudo, correspondendo a “1-β”, foi avaliada com a fórmula, “Z

β = {√ N [R /(R + 1)] (p

1-p

2)

2 [1 /P (1-P)]} – Z

α “, em que” Z

β “é o valor de uma distribuição normal padrão correspondente ao valor de β; “N” é o tamanho da amostra (casos) + controles; “R” representa a relação dos controlos nos casos; “P

1″ e “p

2″ são as proporções de expostos a beber em casos e controles; “P” representa a percentagem média de exposta a beber “Z

α” é o valor de uma distribuição normal padrão correspondente ao valor de α = 0,05 usando um teste de dois lados (isto é, 3,92).

O efeito de beber e fumar no risco de câncer oral foi explorado através RUP não ajustadas com intervalos de confiança de 95% (IC 95%), que foram avaliadas por meio de regressão logística não condicional [23].

análise de regressão logística incondicional foi também utilizado para avaliar o indivíduo ajustado e efeitos conjuntos de fumar e beber no risco de câncer oral. Idade, sexo e escolaridade foram consideradas como possíveis fatores de confusão, se eles resultou significativamente associados com câncer oral. Duas análises foram executados. Na primeira análise, as variáveis ​​de exposição beber e fumar foram tratados como binário (nunca, grupo de referência; nunca, grupo de risco). Na segunda análise, eles foram classificados em três níveis (nunca, grupo de referência; de nível 1 e nível 2, grupos de risco). Dois modelos foram desenhados:

Modelo-1 | foi o modelo mais simples, convencionalmente usado pelos estudos observacionais que investigam os efeitos de fatores de risco de vida sobre o câncer. Este modelo foi responsável exclusivamente para confusão e assumiu que: (1) fumar e beber exerceu efeitos individuais sobre o risco de câncer bucal; (2) eles eram reciprocamente associado; (3) eles não exercem efeito de interacção.

De acordo com este modelo, o OU para a “nunca fumar sempre beber,” categoria foi obtido com o inverso do logaritmo da soma dos coeficientes de fumar e beber, tal como previsto pela regressão logística.

modelo-2

foi o modelo proposto aqui para investigar os efeitos de fatores de risco de vida. Este modelo foi responsável por confusão e interação e assumiu que: (1) fumar e beber exerceu efeitos individuais sobre o risco de câncer bucal; (2) eles eram reciprocamente associado; (3) exerceram efeito de interação.

A fim de explicar o efeito de interação, a abordagem termo de interação foi preferido a outros métodos, como a análise estratificada com as categorias comuns, porque era o mais amplamente aplicável e prática [24]. Como já foi referido, esta abordagem implica a utilização do termo de interacção potável fumar, dada pelo produto entre as duas variáveis ​​de exposição. Quando eles foram tratados como binário, havia apenas um termo de interação, com pontuação 1 para a categoria “nunca fumar, nunca beber” e marcar 0 para as restantes categorias (ou seja, “não fumar, não beber”, “nunca ter fumado, cada vez beber “,” nunca fumar, não beber “). O OR para o “nunca fumar, nunca beber” categoria foi obtido pelo inverso do logaritmo da soma dos coeficientes de fumar, beber e termo de interação potável fumar.

Quando as variáveis ​​de exposição foram categorizados em três níveis, quatro termos de interação foram gerados, um para cada tipo de exposição conjunta, ou seja, “nível 1 tabagismo, nível 1 de beber”, “nível 1 tabagismo, nível 2 de beber”, “nível 2 tabagismo, nível- 1 beber “,” nível 2 tabagismo, nível 2 de beber “.

a fim de verificar se as estimativas de OR foram artificialmente inflados ou superestimado pelo excesso de linearidade e multicolinearidade, antes de executar a análise de regressão, as variáveis ​​explicativas foram testadas por meio do coeficiente de pares de correlação de Pearson (r) e fator de inflação da variância (VIF). Os maiores valores aceitáveis ​​para R e VIF foram fixados em 0,6 e 10, respectivamente. A robustez das estimativas ou também foi investigada através de análise de validação. Ou seja, o caso dos grupos de controlo e foram divididos em duas metades: duas variáveis ​​aleatórias foram gerados, um para os casos, uma para os controlos; os grupos caso e controle foram ordenados de acordo com essas variáveis; a primeira metade dos casos e na primeira metade de controles foram agrupados em sub-amostra 1, o restante em sub-amostra 2. Coeficientes para fumadores, termos e qualidade do ajuste de modelos de regressão de beber e de interação foram re-estimadas em ambos os sub- amostras. De acordo com a análise de validação, os coeficientes, em comparação com os IC 95%, não deve diferir entre sub-amostras, enquanto que valores de p de probabilidade -2log deve ser semelhante [9], [25].

A bondade do ajuste dos modelos de regressão foi avaliada usando a probabilidade -2log (quanto menor, melhor ajuste) e Pseudo-R

2 (quanto maior, melhor ajuste). A bondade do ajuste do Modelo-1 e Modelo-2 foi estatisticamente comparadas pelo teste da razão de verossimilhança, com cerca de χ

2 distribuição. O efeito da interação potável tabagismo foi considerado estatisticamente significativo se o ajuste bondade de-foi significativamente melhor no Modelo-2 do que no Modelo-1.

Todas as análises foram realizadas utilizando Stata 12.0 (Stata Corporation, College Station, Texas, EUA, 2011).

resultados

O estudo incluiu 1.144 casos e 1.661 controles (Tabela 1). Apenas alguns assuntos, menos de dez por grupo, não forneceu o seu consentimento informado para participação no estudo, alguns deles por causa do comprometimento da fala, devido ao seu estatuto, alguns deles, porque eles declararam que não tinham tempo para a entrevista.

a distribuição de casos e controles por sexo, faixa etária e nível de escolaridade são apresentados na Tabela 1. as RUP não ajustados para o câncer de boca e orofaringe foram significativamente maiores entre os homens, idosos e indivíduos com menos de 8 anos de Educação formal. Sexo, idade e nível de escolaridade explicou 2.1% da variância dos resíduos da regressão, o que reforça a necessidade de incluir estes co-variáveis ​​como fatores de confusão nos modelos de regressão ajustadas exposições comportamentais e câncer bucal.

A Tabela 2 descreve a distribuição dos casos e controles de acordo com as categorias de exposição a fumar e beber. O consumo de tabaco cumulativa média entre os pacientes do grupo controle foi de 28 anos-maço, enquanto o consumo de álcool cumulativa média foi de 862 gramas anos. Estes valores foram os limiares utilizados para dividir fumar e beber exposições em nível 1 (consumo moderado) e nível 2 (consumo pesado). Usando os dados a partir desta tabela, os valores estimados de Z

beta foram 20,71 e 21,74 para fumar e beber, respectivamente, o que resultou em níveis de potência superior a 99,9% tanto para fumar e beber (dados não na Tabela). A Tabela 2 também descreve a avaliação não ajustado das associações entre o desfecho e estes co-variáveis. As estimativas de risco mais elevados foram reportados para nível 2 fumantes (OR, 7,43; IC 95% 5,94-9,30), nível 2 bebedores (OR, 6,73; IC 95% 5,35-7,91) e nunca fumantes-nunca bebedores (OR, 5.85 ;. IC 95% 4,59-7,46)

na avaliação multivariada (Tabela 3), Model-1 registrado que as duas exposições de estilo de vida, considerados tanto de forma independente e em conjunto, foram altamente e significativamente associada com a via oral Câncer. As RUP estimadas pelo Modelo-2 eram geralmente inferiores aos estimados pela Modelo-1 e o efeito independente do consumo de álcool não resultou associado à doença (OR, 0,78; IC 95%, 0,48-1,27). Não obstante esta observação, a qualidade do ajuste do Modelo-2 foi significativamente melhor do que a qualidade do ajuste do Modelo-1 (p 0,001) no teste da razão de verossimilhança

Um resultado semelhante foi obtido quando. ambas as exposições foram classificadas em três categorias (Tabela 3). Modelo-1 mostrou que todas as categorias potável fumadores diferentes do grupo de referência teve uma associação direta e estatisticamente significativa com a doença. No entanto, de acordo com o Modelo-2, não houve associação significativa entre a doença e as várias categorias potável fumadores para os indivíduos que fumavam menos de 28 anos-maço (nível 1 fumantes) e beberam menos de 682 gramas anos (nível- 1 bebedores). As RUP para todas as categorias de exposição concomitante a fumar e beber estimado pelo Modelo-2 foram menores do que as RUP estimadas pelo Modelo-1. No entanto, no teste da razão de verossimilhança, Modelo-2 teve um ajuste significativamente melhor do que o modelo-1 (p 0,001).

Os valores de “r” e VIF foram inferiores aos limites de 0,6 e 10, sugerindo que as estimativas dos coeficientes substancialmente não foram inflados ou superestimado. De acordo com a análise de validação, as estimativas dos coeficientes e qualidade do ajuste de modelos de regressão não se alterou substancialmente, corroborando assim a robustez das várias estimativas de risco (dados não na Tabela).

Discussão

os achados mais importantes deste estudo foram que (1) o efeito independente de beber substancialmente diminuída e não mais foi associado com câncer de boca e orofaringe representando o termo de interação potável fumar; (2) o efeito independente de fumar também diminuiu consideravelmente, embora permaneceu significativamente associada com a doença; (3) o efeito joint-bebendo tabagismo permaneceram significativamente associados com câncer oral; (4) Modelos de regressão representando o termo de interação potável tabagismo teve um ajuste significativamente melhor do que aqueles que avaliam exclusivamente os efeitos individuais de exposições comportamentais.

Reunimos um número excepcionalmente elevado de participantes para um estudo de caso-controle único sobre os fatores de risco de câncer orais (ver estudos observacionais anteriores revisados ​​por [3], [8], [26], [27]), uma opção que aumentou consideravelmente o poder do estudo (superior a 99%, tanto para fumar e beber exposições ), ou seja, a chance de que as associações não-significativas entre variáveis ​​explicativas e de desfecho foram devido à falta de associações entre fatores de risco comportamentais e câncer oral. Além disso, casos e controles pertenciam à mesma população do estudo homogênea, uma situação que ajuda a controlar outros fatores de risco para o cancro oral, porque, nestas circunstâncias, os factores não identificados e não-investigados são parte do ambiente de fundo e pode ser desconsiderada. Esta é uma vantagem importante para a investigação de doenças com etiologia multifatorial complexa como o câncer oral [13], [14]. Portanto, grande tamanho e homogeneidade da amostra aumentou a validade interna deste estudo, isto é, a confiabilidade das estimativas de risco relatados [28].

Ser-base hospitalar, este estudo foi potencialmente alvo de críticas em relação à seleção viés, uma vez que a presente amostra não era representativa de todos os residentes na cidade de São Paulo. Na verdade, os fatores que levam as pessoas aos hospitais públicos, tais como posições financeiras, área de residência, etnia, filiação religiosa, não são distribuídas uniformemente na população do estudo subjacente, tornando assim difícil para definir a população da qual nossos pacientes casos surgiram. A fim de minimizar as consequências de viés de seleção sobre a consistência dos resultados, decidimos selecionar controles baseados em hospitais que seguiram o mesmo caminho de referência como casos. Nestas circunstâncias, a população do estudo subjacente era a mesma nos dois grupos e foi identificável naqueles residentes na cidade de São Paulo, que procurou atendimento em hospitais públicos [13], [14], [23]. Além disso, a seleção dos pacientes caso e controle a partir da mesma população do estudo subjacente minimizado o grau de viés de informação, uma vez que os controles baseados em hospitais tendem a mostrar os mesmos níveis de cooperativismo e precisão na prestação de informações como os casos baseados em hospitais, reduzindo assim as potenciais diferenças entre estes dois grupos na qualidade de recall de exposições passadas [13]

viés na informação sobre variáveis ​​de estilo de vida, que geralmente são subnotificados pelos usuários pesados ​​é outra importante forma de preconceito [29] -. [31 ]. Desde confiabilidade das variáveis ​​de estilo de vida é particularmente baixa quando são tratados quantitativamente, classificamos as variáveis ​​de estilo de vida em categorias, tendo em conta que o tratamento de variáveis ​​semi-quantitativamente reduziria o efeito negativo de viés de informação sobre a fiabilidade das estimativas de risco [32], [33]. Essa abordagem também é preferido por especialistas em epidemiologia beber álcool, que fazem comparações internacionais usando dados qualitativos [32].

viés de memória e viés do entrevistador, duas formas específicas de viés de informação, também são limitações relevantes do caso-controle estudos [13], [23], [34]. Os pacientes com diagnóstico de câncer de boca e orofaringe pode ter passado algum tempo pensando sobre os hábitos deletérios que podem ter contribuído para a doença. Portanto, casos seria mais propensos a lembrar de beber álcool e tabaco de fumar do que os controles. Esta limitação é difícil de superar no âmbito de um estudo de caso-controle. viés do entrevistador também não poderia ser excluída, como entrevistadores foram treinados, mas não cego. Recordação e entrevistador preconceitos pode ter resultado em superestimativa de fumar e beber exposição entre os casos. Consequentemente, as estimativas de fumar e beber de risco poderia ter sido artificialmente mais elevados do que os verdadeiros riscos, o que seria ainda menor se essas formas de viés foram completamente controlado.

Finalmente, é possível que outras variáveis, fortemente associada com tanto beber e fumar, também foram associados com o risco de boca e orofaringe câncer. Na verdade, fumar e beber não são apenas associados uns com os outros, eles também estão associados com outros fatores de risco comportamentais para o câncer e outras doenças degenerativas, como o sexo inseguro, uso de outras substâncias que causam dependência, dieta pouco saudável, baixa atividade física, etc. [ ,,,0],35], [36]. O problema para além destes, aparentemente, diferentes formas de substância uso e vício comportamental reside na personalidade dos indivíduos, como o início precoce de comportamentos de risco está associada a outros comportamentos de risco [2], [37]. Portanto, a exposição conjunta para fumar e beber também pode implicar um papel potencialmente etiológico de variáveis ​​ocultas.

Os dados do presente estudo foi parcialmente corroborada. Na verdade, dois estudos multicêntricos de IARC, um baseado em dezessete centros da Europa e América [6] e outro com base em quatorze centros da Europa [7] relatou que 40% dos casos de câncer bucal foram atribuídas ao efeito joint-bebendo de fumar e que o efeito independente de beber não foi significativa. No entanto, ambos os estudos relatou que fuma sozinho foi responsável por aproximadamente 20% dos casos de câncer bucal. Como se observa, os estudos multicêntricos não são homogéneos e, portanto, tendem a superestimar os efeitos das variáveis ​​investigadas porque eles não levam em conta fatores, não identificados [13].

Este estudo pode ter implicações no desenho de política de controle de câncer oral eficaz. Na verdade, as políticas com base no controle de um único fator de risco estão fadados ao fracasso no longo prazo, como já foi demonstrado para o consumo de álcool [38], devido ao comportamento viciante de indivíduos, que são susceptíveis de re-começar a fumar e /ou beber ou parar de fumar e /ou beber, mas começar com outro estilo de vida insegura, como charutos, em vez de cigarros, dieta inseguros em vez de álcool, tabaco de mascar, em vez de fumo de tabaco, etc. (ver, por exemplo, [39] – [41 ]). Portanto, nosso estudo demonstrou que a exposição a um único estilo de vida não só é incomum, como demonstrado anteriormente, mas também não representa um risco importante para o câncer oral.