Abstract

O fumo de tabaco, betel de mascar quid e beber álcool são fatores de risco do câncer bucal. Estudos observacionais relatório por unanimidade, que o risco de câncer oral em fumantes-drinking-mastigação expostos temas é excepcionalmente elevada. No entanto, nenhum deles avaliou as fracções deste risco atribuível para os três factores de risco individuais e para a interacção de fumar-beber-mascar. O presente estudo procurou avaliar a magnitude do efeito da interação tabagismo-drinking-mastigação sobre o câncer oral. Uma meta-análise de estudos do Sudeste Asiático observacionais que relatou odds ratio de câncer oral (SRO) estratificados para exposições fumar-potável-mastigação foi realizada. As RUP reunidas foram estimados e controlada por critérios de qualidade, a heterogeneidade, de viés de publicação e inclusão. O efeito da interação tabagismo-drinking-mastigação foi estimada através do excesso de risco relativo total devido à interação (Reri, o excesso de risco em fumar-potável-mastigação indivíduos expostos no que diz respeito ao risco esperado a partir da adição dos três riscos individuais de fumar, beber e mastigação). Quatorze estudos foram incluídos com baixa heterogeneidade entre os estudos. As RUP reunidos para fumar, beber, mascar, fumo-drinking-mastigação, respectivamente, foram de 3,6 (95% de intervalo de confiança IC 95%, 1,9-7,0), 2.2 (95% CI, 1,6-3,0), 7,9 (IC 95% , 6,7-9,3), 40,1 (IC 95%, 35,1-45,8). O Reri agrupada foi de 28,4 (IC 95%, 22,9-33,7). Entre os indivíduos fumar-mastigando-beber, os efeitos individuais representaram 6,7% (de fumar), 3,1% (potável), 17,7% (mastigação) do risco, enquanto o efeito da interação representaram os restantes 72,6%. Estes dados sugerem que 44.200 casos de câncer bucal no Sudeste Asiático ocorrem anualmente entre fumar-potável-mastigação expostos temas e 40.400 destes são exclusivamente associado ao efeito de interação. políticas de controle de câncer oral eficaz deve considerar o fumo de tabaco em simultâneo, beber álcool, betel usos mastigação quid como um estilo de vida saudável única

Citation:. Petti S, Masood M, Scully C (2013) A magnitude do tabagismo-Betel quid Mastigar-álcool Beber efeito de interação do Cancro Oral no Sudeste da Ásia. A Meta-análise de estudos observacionais. PLoS ONE 8 (11): e78999. doi: 10.1371 /journal.pone.0078999

editor: Xiaoping Miao, MOE chave do Laboratório de Ambiente e Saúde, Escola de Saúde Pública, Tongji Medical College, Huazhong Universidade de Ciência e Tecnologia, China

Recebido: 05 de agosto de 2013; Aceito: 22 de setembro de 2013; Publicação: 18 de novembro de 2013

Direitos de autor: © 2013 Petti 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:. Os autores não têm apoio ou financiamento para relatar

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

Introdução

no Sudeste Asiático, o câncer bucal é o segunda forma mais freqüente de câncer ea segunda causa mais frequente de morte por câncer entre os homens. Um terço dos casos globais e metade das mortes por câncer bucal ocorre nesta região [1]. Estes altos de incidência e mortalidade são devidos a fatores de risco de vida, como o fumo de tabaco, betel de mascar quid e beber álcool [2] – [5], que são frequentes nesta região, bem como a fatores genéticos e infecciosas [6] – [8]. O uso do tabaco é generalizada no Sudeste da Ásia e da taxa de fumadores do sexo masculino é gravado perto de 50% na maioria dos países, mas a taxa real tabagismo é provavelmente maior, devido ao contrabando de cigarros e a várias formas não registrados de modalidades de consumo de tabaco, tais como bidi , kreteks, sulpa, chilum, hookli e água, que pode ser responsável por mais de metade da quantidade total de tabaco fumado [9], [10]. Betel mastigação porca quid /areca é generalizada com a mastigação taxas tão elevadas quanto 30-40% entre os adultos. Há uma grande gama de ingredientes e padrões de consumo. Por exemplo, noz de areca é preparado como verde verde, fermentado, cozidos, adoçado, enquanto as folhas e /ou inflorescência betel pode ser usado. Além disso, pode haver vários outros ingredientes, tais como o tabaco, especiarias, adoçantes, cal e catechu [11], [12]. beber álcool também é comum no Sudeste Asiático e as taxas de consumo são mais elevadas do que as taxas relatadas pelas estatísticas nacionais [13], por causa da produção de bebidas alcoólicas sem registro, que inclui fabricação de cerveja home, a produção ilícita, o álcool importado ilegalmente e contrabando. produtos locais, tais como arrack, toddy, oou, louco bangla são regularmente consumidos por adultos e até adolescentes, principalmente do sexo masculino, e as taxas de beber adultos de até 50% são relatados [14], [15].

pacientes com câncer bucal do Sudeste Asiático estão, portanto, freqüentemente expostos a um ou mais desses fatores de risco de vida [16] e, sem surpresa, o risco de câncer oral é extremamente elevada em quid fumar-potável-betel de mascar indivíduos, como observado por Notani em 1988, que relataram que, em indivíduos com múltiplos expostos risco de câncer oral foi de cinquenta vezes maior do que em indivíduos não expostos [17]. Muitos estudos observacionais têm confirmado esta primeira observação (revisado por IARC em [3], [18]).

O risco de câncer oral em indivíduos expostos a fumar, beber e betel quid mastigação é muitas vezes maior do que a soma de os riscos individuais de fumar, beber e betel de mascar quid. Tal risco adicional devido à exposição simultânea é chamado de interação ou efeito conjunto. Um exemplo de um efeito de interação sobre o cancro oral é a exposição concomitante a fumar e beber. De acordo com um estudo de caso-controle grande do Brasil, o primeiro que fez um ajuste para fatores de confusão e para a interação, três quartos do risco de câncer oral geral em indivíduos com múltiplos exposta foi devido a um efeito tão comum e apenas um quarto foi devido a a soma dos efeitos independentes de beber e fumar [19]. Dois estudos multicêntricos, a saber, a cabeça Internacional e Neck Cancer Epidemiology (inhance) e os cânceres ligados ao álcool e susceptibilidade genética na Europa (ARCAGE) relataram que a interação potável fumar era, por si só responsável por 40% dos casos de câncer bucal [20], [21]. Finalmente, uma meta-análise de estudos observacionais estimou que o efeito da interação foi responsável por mais da metade dos casos globais de câncer oral [22].

O efeito da interação hipotético de fumar, beber e quid betel de mascar em câncer bucal nunca foi estimada, no entanto. Portanto, o objetivo do presente meta-análise de estudos observacionais foi explorar e avaliar o efeito da interação do tabagismo, consumo de álcool e betel quid mascar no risco de câncer oral em países do Sudeste Asiático, onde a exposição simultânea desses fatores de risco é generalizada.

Métodos

a pesquisa bibliográfica, limitada à escala do ano 1988-2013, foi feita pelos três autores de forma independente. Os termos combinados utilizados foram: (1) O câncer de boca, câncer de boca, câncer de cabeça e pescoço, câncer do trato aero-digestivo superior; (2) Betel, areca, masala paan, Gutkha, mastigação *, mastigação; (3) O álcool, beber, bebida *, bebida alcoólica, etanol; (4) O tabaco, cigarro, bidi, fumaça, smok *, fumando.

Bases de dados utilizadas foram Medline, através da PubMed (C. S.) e Ovídio (M. M.) e Scopus (S. P.). . Outros estudos foram localizados usando as listas de referência de estudos identificados e Google Scholar

estudos observacionais elegíveis apresentavam as seguintes características: (1) Os indivíduos eram adultos do Sudeste Asiático. Estudos sobre os imigrantes desses países para países ocidentais não foram considerados no entanto, pois os motivos poderia ter mudado seu estilo de vida em seu novo contexto; (2) pacientes casos foram afetados por carcinoma epidermóide de boca e /ou oro-faringe (Classificação Estatística Internacional de Doenças e Problemas Relacionados à Saúde, 10

th versão, CID-10, os códigos C00-C06, C09, C10) confirmada clinicamente e histologicamente. Estudos que fez qualquer discriminação entre câncer bucal /oro-faringe e câncer das glândulas salivares maiores, faringe, esôfago e laringe não foram considerados; (3) pacientes do grupo controle poderiam ser afetados por doenças de controle, mas não foram afetados por outras formas de cancro ou doenças potencialmente malignas orais, tais como eritroplasia ou leucoplasia. Controles poderia ser seleccionada a partir dos mesmos hospitais onde os casos foram selecionados ou das populações de estudo subjacentes. Estudos que utilizaram controles populacionais extraídos de outros estudos não foram considerados, uma vez que poderia ser submetido a viés de informação devido a diferentes métodos utilizados para avaliar a exposição dos pacientes [23]; (4) As exposições foram avaliados através de história /anamnese /questionário no momento do diagnóstico. indivíduos expostos eram usuários diários durante pelo menos cinco anos, independentemente do nível de consumo. usuários ocasionais, ex-usuários ou usuários diários expostas por menos de cinco anos não foram considerados para a meta-análise.

Esta busca estudo forneceu um grande número de estudos, poucos relevantes para efeitos da presente análise. Portanto, uma lista preliminar de potenciais estudos primários foi feita com base nas informações recolhidas a partir de títulos e resumos. foram obtidos textos completos dos estudos restantes e aqueles com as características acima mencionadas, que, além disso, fornecidos os números de casos e controles estratificados para todos os vários fumar-potável-betel quid mastigação categorias de exposição, foram selecionados. Estas categorias foram, não-fumadores /não-potável /betel indivíduos não mastigar quid (não expostos), fumo /não-potável /betel quid indivíduos não mastigar (SM), para não-fumantes /bebidas /betel indivíduos não mastigar quid (DR), não-fumadores /não-potável /betel quid mascar indivíduos (BQ), fumar /beber /betel quid não mastigar sujeitos (SM /DR), tabagismo /não-potável /betel quid mascar sujeitos (SM /BQ ), não-fumadores /bebidas /betel quid assuntos de mascar (DR /BQ), e tabagismo /bebidas /betel quid mascar sujeitos (SM /DR /BQ). Correspondência com autores de estudos que preencheram os critérios de inclusão, mas não forneceram os números de casos e controles estratificados para todas as diversas /DR /categorias de exposição BQ SM foram contactados via e-mail para obter esses dados. Após este processo, a lista dos estudos primários para incluir na presente meta-análise foi definida por meio de discussões e aprovado por todos os autores.

Os dados foram extraídos pelos três revisores de forma independente, os resultados foram comparados e as diferenças reconciliados através de discussões. Os rácios orais chances de câncer (OR) com intervalo de confiança de 95% (95% IC) para cada categoria de exposição foram avaliados.

qualidade primário do estudo foi avaliado pelos três revisores com base do desenho do estudo (por exemplo, adequação, consistência de diagnósticos, etc.), dando nota 1,0 para estudos de alta qualidade, 0,5 a estudos de qualidade moderada, 0,25 a estudos de baixa qualidade. Deve-se prever que todos os estudos utilizados para a presente análise receberam pontuação de 0,5, portanto, este índice de qualidade não foi aplicada porque não alterou as estimativas de risco agrupados [24].

As exposições foram tratados dicotomicamente, ou seja, sempre uso (de rotina) vs. não, excluindo o uso ocasional e ex. Tal categorização exposição aumentou a confiabilidade das estimativas de risco agrupados, apesar de não consentir a fazer qualquer distinção entre as várias formas de exposição, tais como tipo de produto, padrão de consumo, etc. [25], [26].

o viés de publicação foi explorada para cada categoria de exposição separadamente porque foi assumido que o grau desta forma de viés poderia ser diferente entre as diferentes categorias SM /DR exposição /BQ. Na verdade, algumas dessas categorias incluídas apenas alguns indivíduos e, consequentemente, RUP câncer bucal nestas categorias eram menos confiáveis ​​do que as estimativas de risco nas categorias de exposição restantes. Uma investigação preliminar visual foi feito usando as parcelas de funil, com as ln (OR) no

x

-axis e precisão, ou seja, 1 /[padrão ln erro (OR)] no

y

-axis. Uma trama assimétrica foi sugestivo de alto nível de viés de publicação. correção formal de viés de publicação foi feita incluindo no conjunto de estudos primários um ou mais estudos em falta, que foram identificados utilizando o

0 método R. O gráfico de funil foi elaborado após a inclusão de estudos em falta e comparado com o enredo elaborado sem perder estudos para ver se a simetria foi melhorado [27] – [29].

Os agrupados RUP câncer bucal (Pors) foram estimados para cada categoria de exposição. O método utilizado para a avaliação foi escolhido com base no nível de heterogeneidade entre estudos. A heterogeneidade foi estimado com Q do Cochran, um

2 teste χ com graus de liberdade (k-1), onde k é o número de estudos primários. Para Q≤ (k-1) o nível de heterogeneidade foi baixa o suficiente e o método de efeitos fixos foi usada, com o inverso da variância de ln (OU) como peso estudo. Para Q (k-1) o nível de heterogeneidade foi elevada e necessária a utilização do método de efeitos aleatórios mais conservadora [24]

Análise de sensibilidade para estudar inclusão foi realizada [30] para investigar se a. em pool ou estimativas foram excessivamente influenciado por um único estudo. Para cada categoria de exposição, a contribuição de cada estudo para o peso total foi medida como uma percentagem do peso total. Estudos que renderam pesos ≥20% eram susceptíveis de exercer uma grande influência sobre as estimativas de risco agrupados e, portanto, foram excluídos, por sua vez. O POR foi re-avaliado e comparado com o POR global. Se os IC 95% dos dois pors não se sobrepõem, a estimativa de risco partilhado para essa categoria de exposição foi considerado como não suficientemente robusto [24].

O objectivo fundamental da presente meta-análise foi investigar a SM /DR /efeito de interação BQ sobre o câncer oral. Portanto, se o POR nesta categoria multi-exposição era maior do que a soma dos pors de SM, DR, BQ, interacção a uma escala de aditivo, também conhecido como saída, da aditividade, estava presente. Interação em uma escala multiplicativa, ou saída do multiplicatividade, poderia ocorrer se o SM /DR /BQ POR era maior do que os Pors para SM, DR e BQ multiplicado por outro. Partida de aditividade não exclui partida de multiplicatividade, partida de multiplicatividade inclui partida de aditividade, a falta de partida de multiplicatividade não se opõe a saída da aditividade [31]. Portanto, a fim de verificar se um efeito de interação de qualquer espécie estava presente, foi avaliada com aditivo escala.

A avaliação do efeito de interação usando estimativas de risco, tais como OR ou risco relativo (RR), é com base no conceito de excesso de risco relativo (RER), que é o excesso de risco em indivíduos expostos a um dado factor de risco no que diz respeito ao risco de indivíduos não expostos (portanto, RER

não exposta = 0), com a fórmula: portanto, no caso de aditividade exacta e sem interacção: Ou, substituindo (OU – 1) para a RER: e, em seguida, se houvesse saída, da aditividade e interacção efeito, o RER

SM /DR /BQ era maior do que a soma de a dos RERs individuais [32]: e então, lembrando “RER = OR – 1”, a diferença entre os dois lados da equação é conhecida como excesso de risco relativo devido à interação (Reri) e pode ser interpretado como o excesso de risco em SM /DR /BQ indivíduos expostos no que diz respeito ao risco de que está prevista a partir da soma dos três riscos individuais. A fórmula Reri é, portanto: Assim, se Reri

SM /DR /BQ = 0 não havia aditividade exata e nenhuma interação, se Reri

SM /DR /BQ 0, houve interação

Embora Reri não é a única forma de estimar a magnitude do efeito de interação (há outras medidas, tais como a proporção atribuída devido a -API interação, eo Synergy Índice -S), foi escolhido, por ter sido considerado o método mais compreensível e confiável. Na verdade, o uso de proporções atribuíveis em modelos multifatoriais, muitas vezes leva a uma soma de proporções superiores a 100%, o que pode parecer surpreendente e difícil de interpretar para os leitores que não são especialistas em epidemiologia [33], enquanto S é geralmente estatisticamente mais instável que Reri e API, quando estima-se usando RUP em vez de RRS [34].

Um dos principais problemas com Reri e outras medidas formais de interação é a avaliação do intervalo de confiança. Sempre que Reri 0, há evidência de interação na amostra em estudo, tornando avaliação CI desnecessário, mas se a análise procura fazer uma estimativa Reri que poderia ser estendida para fora dos limites do estudo, a avaliação IC 95% torna-se obrigatória. Existem várias possibilidades para calcular IC 95% [35], o método com o melhor desempenho, em estudos de simulação, que não necessita de logística -e análise de regressão é, por conseguinte, aplicável de meta-análises, é baseado em dois-por-quatro mesas para dois fatores de risco [36], e, por extensão, mesas dois-por-cinco para três fatores de risco. Os pontos positivos desta fórmula para estimar o IC 95% dos Reri

SM /DR /BQ é que ela é computável usando calculadoras de mão e, muito importante, é responsável por as correlações entre pares entre as RUP. Na verdade, OU

SM /DR /BQ está necessariamente correlacionada com OR

SM, OU

DR, OU

BQ e estas RUP individuais são necessariamente inter-relacionada, assim, a avaliação CI sem levar em conta essas correlações leva a estimativas CI inflados e muitas vezes não confiáveis. Os coeficientes de correlação foram estimados através das variações do ln (POR) s e o número de casos não expostos e controles não expostas, obtidos a partir da soma desses valores reportados pelos estudos primários. A fórmula com três variáveis ​​de risco utilizadas para a presente análise foi derivada a partir da fórmula original com duas variáveis ​​relatados por Zou [36]. Usando o mesmo método, Reri

SM /DR, Reri

SM /BQ e Reri

DR /BQ foram estimados, para avaliar os efeitos da interação dos fatores de risco investigados no SM /DR, SM /BQ e as categorias DR /BQ.

a análise de subgrupo foi planejado e foi considerado um tipo de análise de sensibilidade. As diferenças entre os estudos de acordo com idade, sexo e país, como marcador substituto da etnia, foram avaliadas informalmente, uma vez que os autores geralmente adotado diferentes critérios de distribuição (por exemplo, significa, distribuições de frequência, etc.). Se evidentes diferenças entre-estudo surgiu, análise de subgrupo foi realizada: estudos foram estratificados de acordo com idade, sexo ou país e Reri

SM /DR /BQ nos vários subgrupos foram avaliadas e comparadas. As co-variáveis ​​utilizadas por cada estudo preliminar para ajustar o OR estimativas também foram listados e, em caso de que os estudos eram em grande parte diferente de acordo com seu número e tipo, análise de subgrupo foi realizada e os estudos foram estratificados por número /tipo de co-variáveis ​​utilizadas.

a proporção de casos de cancro oral que ocorrem anualmente no Sudeste da Ásia, exclusivamente devido à interação SM /DR /BQ foi de aproximadamente estimado. A fórmula para a avaliação da Fracção população de risco atribuível (PAF), isto é, foi utilizado. A prevalência de SM /DR /BQ expostos indivíduos na população adulta em geral foi estimado como a média ponderada dos dados sobre a exposição da literatura usando o inverso da variância como peso. A proporção de casos que ocorreram entre SM /DR /BQ expostos sujeitos foi preliminarmente avaliado substituindo “RR – 1” com “OR

SM /DR /BQ – 1″. A proporção de casos atribuíveis exclusivamente à interação SM /DR /BQ foi avaliada substituindo “RR – 1” com Reri

SM /DR /BQ

O software StatView estatística 5.0.1 (SAS ® Institute. Inc., Carolina do Norte, EUA) foi utilizado para as análises estatísticas. O nível de significância foi fixado em 95%.

Este documento segue as diretrizes dos alces para relatar meta-análises de estudos de observação [37].

Resultados

Oitenta e quatro estudos foram considerados potencialmente elegíveis para inclusão, na base de títulos e resumos. Quarenta e sete delas foram depois excluídos, porque a definição de caso não se mantenham dentro dos atuais critérios de inclusão ou exposições a fumar, beber e betel quid mascar não foram avaliados. Dos demais estudos, vinte e dois foram excluídos: em dezoito deles, que incidiu sobre os fatores genéticos, variáveis ​​de estilo de vida foram utilizados para ou ajustes, enquanto em outros quatro estudos de dados estratificados não foram relatados e os autores correspondentes falhou em fornecer-lhes. Assim, manteve-se catorze estudos e foram usadas para o meta-análise (fluxograma no Apêndice S1, lista na Tabela 1) [38] – [51]. As RUP para todas as categorias de exposição foram avaliados utilizando os dados em bruto e são mostrados no Apêndice S2. As estimativas pontuais para as RUP câncer bucal na categoria SM /DR /BQ variou entre 4,6 (estudo 10) e 80,4 (estudo 2) e foram a maior entre todas as várias categorias de exposição, excluindo estudo 5, em que OR

SM /BQ foi ligeiramente superior (48,6 OU

SM /DR /BQ vs. 48,8 OU

SM /BQ).

sete estudos primários tinham sido realizados na Índia e mais sete em Taiwan (Tabela 1), esta distribuição equilibrada sugeriu que a análise de subgrupos estratificados para o país, marcador substituto da etnia, era obrigatória. As médias de idade variou entre 42 (estudo 4) para 59 anos (estudos de 10 e 12). Os machos foram sempre largamente predominante, variando entre quase 60% (estudo 10) e 100% (estudos 1, 3, 5, 6, 8, 11, 14). Essas distribuições de idade e sexo semelhantes sugeriram que a idade /subgrupo com base no género análises eram desnecessárias. análise de subgrupo baseadas em co-variável também foi desnecessário, porque alguns estudos primários não relatou as co-variáveis ​​utilizadas para ajustar as RUP (estudos 1, 3, 6, 8), enquanto que para os demais estudos foram utilizadas as RUP bruto.

Algumas categorias de exposição, tais como SM e SM /BQ, mostrou parcelas funil simétricas e sugeriu que o nível de viés de publicação foi baixa (Apêndice S3). Por outro lado, parcelas funil para outras categorias, tais como BQ e SM /DR /BQ, eram claramente assimétrica. De acordo com o

0 método R, a BQ, SM /BQ e SM /DR /Categorias BQ necessária uma adaptação. Mais especificamente, houve dois estudos em falta, vias de estudos 5 e 9, para a categoria de BQ; dois estudos em falta, vias de estudos 4 e 7, para a categoria SM /BQ; três estudos em falta, vias de estudos 4, 10, 14, para a categoria SM /DR /BQ (não de dados na tabela). As parcelas funil resultantes, completado com estudos em falta, eram simétricos (Apêndice S3).

Os valores Q do Cochran foram baixos em todas as categorias de exposição, excluindo SM (Apêndice S4), que, portanto, era a única categoria com alto nível de heterogeneidade entre os estudos que exigia que o método de efeitos aleatórios para estimar os Pors. Nas categorias de exposição restantes foi utilizado o método de efeitos fixos. Os Pors câncer bucal individuais foram de 3,6 (95% CI, 1,9-7,0), 2.2 (95% CI, 1,6-3,0) e 7,9 (95% CI, 6,7-9,3) para SM, DR e BQ, respectivamente (Tabela 2) . O POR

DR /BQ e POR

SM /BQ foram maiores do que o POR

SM /DR. O POR

SM /DR /BQ foi consideravelmente maior do que as outras estimativas de risco (POR, 40,1; IC 95%, 35,1-45,8).

A análise de pesos estudo revelou que havia um ou dois estudos para cada categoria de exposição tendo pesos relativa superiores a 20%, excluindo categoria SM onde todos os pesos relativos foram inferiores a 10%, devido ao método de efeitos aleatórios (Anexo S5). análise de sensibilidade, realizada excluindo estes estudos, produzidos POR estima que em parte se sobrepunham as Pors estimados sem exclusão estudo e, portanto, corroboram a robustez das estimativas de risco (Anexo S6).

O pool Reri

SM /DR /BQ foi de 28,4 (IC 95%, 22,9-33,7) e foi consideravelmente maior do que o pool Reri

SM /DR, Reri

BR /BQ e Reri

SM /BQ que não foram significativas ou marginalmente significante (Tabela 3). A Figura 1 mostra os componentes do excesso de risco relativo (RER) na categoria de exposição SM /DR /BQ. RER para os indivíduos não expostos, o grupo de referência, foi zero. Os efeitos individuais de SM, DR e BQ representaram 6,7%, 3,1% e 17,7% do total RER

SM /DR /BQ, respectivamente. A /BQ efeito conjunto SM reunidas /DR, isto é, o Reri reunidas

SM /DR /BQ, foram responsáveis ​​por 72,6% do RER

SM /DR /BQ, quase três quartos do excesso de risco em este multi categoria -exposure.

Em indivíduos não expostos não havia RER (RER

não exposta = 0), já que esses indivíduos eram do grupo de referência. RER

SM (em preto) foram responsáveis ​​por 6,7% do RER

SM /DR /BQ. RER

DR (em cinza claro) foram responsáveis ​​por 3,1% do RER

SM /DR /BQ. RER

BQ (em branco) foram responsáveis ​​por 17,7% do RER

SM /DR /BQ. O efeito da interação SM /DR /BQ, ou seja, o excesso de risco relativo devido à interação (Reri) entre SM, DR e BQ (Reri

SM /DR /BQ, em cinza escuro) foram responsáveis ​​por 72,6% do RER

SM /DR /BQ.

a análise de subgrupo com o conjunto primário do estudo estratificada em estudos indianos e de Taiwan é mostrada na Tabela 4. o câncer oral em pool ou estimativas foram maiores no estudos de Taiwan do que nos estudos indianos nas três categorias de exposição de BQ, SM /BQ e DR /BQ. No entanto, o POR

SM /DR /BQ foi semelhante nos dois grupos de estudo (estudos indianos, POR 46,1, IC 95%, 38,1-55,7; estudos de Taiwan, POR 55,1, IC 95%, 37,0-82,3). Estes dados fornecidos Reri

estimativas SM /DR /BQ de 38,1 e 36,4 para os estudos indianos e Taiwan, respectivamente, corroborando assim a confiabilidade das estimativas desta meta-análise. A SM agrupada estimada /DR /BQ efeitos de interação foram responsáveis ​​por 84,6% e 67,3% do RER

SM /DR /BQ na Índia e Taiwan, respectivamente.

As estimativas de prevalência da SM /DR /BQ expostos indivíduos no Sudeste Asiático relatados pelos dados mais recentes da literatura foram 6,59% (IC 95%, 5,85-7,33%) [52] e 9,00% (IC 95%, 8,16-9,84%) [53]. A média ponderada resultante foi de 7,64%. Portanto, a proporção de casos de cancro oral que ocorrem anualmente no Sudeste da Ásia e são atribuíveis à exposição simultânea /DR /BQ SM é 74,92%. A proporção exclusivamente atribuível à interação SM /DR /BQ foi 68,42% (dados não na Tabela).

Discussão

Este estudo tentou-se evitar o viés de publicação tão frequentes em meta-análises de estudos observacionais e típico dos papéis que não encontram associações significativas entre os fatores de risco e os resultados [24]. A fim de alcançar este objectivo, dois métodos foram usados ​​para controlar o viés de publicação para detectar e potencialmente estudos em falta. O fato de que BQ, SM /BQ e SM /DR /BQ resultou nas três categorias de exposição com um alto grau de viés de publicação apoiou a adequação do presente protocolo. Na verdade, estas exposições são aqueles mais comumente visto no Sudeste da Ásia. Em Taiwan, por exemplo, 17% adultos mastigar quid betel, 14% fumam cigarros e mastigar quid betel e 9% fumam cigarros, mastigar betel quid e beber bebidas alcoólicas [53]. É provável que quaisquer documentos que não encontraram associações significativas entre estes comportamentos típicos e câncer bucal nunca foram publicados ou, se eles foram publicados, associações não-significativas não foram consideradas interessantes e não foram mostrados.

A presente meta-análise foi potencialmente sujeitos no entanto, para as formas de preconceito frequente em estudos caso-controle, ou seja, informações, recall, entrevistador e viés de seleção. viés de informação é típico em estudos que avaliam as exposições da história. Na verdade, os usuários pesados ​​podem sub-relatar seu nível de exposição, enquanto outros indivíduos podem mudar seu estilo de vida no curso de sua vida, aumentando o nível de consumo de forma progressiva, começando consumos conjuntas, ou alterar os tipos de produtos utilizados, ou a frequência do consumo e modalidade etc. [23]. Portanto, informações sobre a exposição é notoriamente pouco confiáveis ​​quando classificados quantitativamente de acordo com a frequência de consumo e anos de uso, ou qualitativa de acordo com o tipo de produtos utilizados [54] – [56]. A fim de se esforçar para controlar o viés de informação, exposições de SM, DR, BQ foram, portanto, classificadas em grandes categorias, a saber, sempre (de rotina) vs. não uso, excluindo o uso primeiro e ocasional. Esta escolha fornece informações menos específica, mas mais confiável, mas foi preferida à alternativa de fornecer mais analítica, mas a informação menos consistente abordagem -um geralmente preferidos por especialistas na epidemiologia de fatores de risco de vida [26], [57]. O viés de memória pode ter um impacto negativo sobre estudos de caso-controle, devido a diferenças sistemáticas entre os casos e controles em exposições de relatórios, porque alguns pacientes com câncer bucal pode ter ponderou sobre o estilo de vida que pode ter causado sua condição, portanto, mais de relatório de suas exposições [23 ], mas tal suposição não se justifica no presente contexto, porque a maioria da população adulta masculina tem um baixo nível de consciência para os fatores de risco do câncer bucal comportamentais [58] – [60]. A fim de controlar o viés de seleção, um pré-requisito para a elegibilidade dos estudos primários foi que os autores selecionados controles de base populacional (como em estudos 5 e 10), ou controles baseados em hospitais com indivíduos que não foram afetadas por lesões pré-cancerosas orais, outras doenças promovidas pelos fatores de risco sob investigação, ou outros tipos de câncer (como nos demais estudos incluídos) [23].

Outra limitação potencial desta meta-análise é que diferentes estudos pode ter sido responsável por diferentes conjuntos de co-variáveis, tornando assim a vários ou estimativas incomparável. etiologia do câncer bucal é multifatorial e muitos comportamental, fatores genéticos, ambientais, concorrem para o seu desenvolvimento e progressão [61], [62] e pode até haver fatores desconhecidos. Assim, uma meta-análise de estudos observacionais que é responsável por todas as possíveis co-variáveis ​​é provavelmente inviável. análise de subgrupo foi projetado para explicar as diferenças entre os estudos com relação à idade /sexo distribuição, etnia e co-variáveis ​​utilizadas na análise multivariada. No entanto, essa análise foi limitada à única etnia e os SM-DR-BQ efeitos conjuntos agrupados em estudos indianos e em estudos de Taiwan eram quase totalmente sobreposição (Tabela 4). Além disso, a análise de heterogeneidade entre os estudos mostraram que os estudos primárias resultou homogéneo (Apêndice S4), uma situação pouco comum em meta-análises de estudos de observação [24], provavelmente porque os estudos foram realizados na mesma área. Uma consequência importante é que esta, em amostras homogéneas, o escondido, não investigada e factores desconhecidos são considerados parte do ambiente de fundo, assume-se uniformemente distribuídos e podem ser tidas em conta [23], [32].

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