Abstract

Objectivo

Para investigar a associação entre o colesterol total no soro (TSC) ea incidência de câncer na síndrome metabólica e projeto de Câncer (Me-CAN).

métodos

Me-Can é composto por sete grupos de Noruega, Áustria e Suécia, incluindo 289.273 homens e 288,057 mulheres participantes acompanhada prospectivamente para incidência de câncer (n = 38.978), com um seguimento médio de 11,7 anos. modelos de regressão de Cox com a idade como o tempo subjacente métrica foram utilizados para estimar as taxas de risco (HR) e seus intervalos de confiança de 95% (IC) para quintis de níveis de colesterol e por 1 mmol /l, o ajuste para idade na primeira medição, índice de massa corporal (IMC), e tabagismo. As estimativas foram corrigidos para viés de diluição de regressão. analisa Além disso, foi realizada a tempo de latência, excluindo diferentes tempos de seguimento, a fim de verificar a existência de nexo de causalidade reversa.

Resultados

homens, em comparação com o primeiro quintil, as concentrações de TSC no 5º quintil foram limítrofe significativamente associada com a diminuição do risco de cancro total (HR = 0,94; IC 95%: 0,88, 1,00). associações inversas significativas foram observadas para os cancros do ducto biliar hepática /intra-hepática (HR = 0,14; 95% CI: 0,07, 0,29), câncer de pâncreas (HR = 0,52, 95% CI: 0,33, 0,81), não-melanoma da pele ( HR = 0,67; IC 95%: 0,46, 0,95), e os cancros do lymph- /tecido hematopoiético (HR = 0,68, 95% CI: 0,54, 0,87). Nas mulheres, as taxas de risco para o 5º quintil foram associados com a diminuição do risco de cancro total (HR = 0,86, 95% CI: 0,79, 0,93) e para os cânceres de vesícula biliar (HR = CI 0,23, 95%: 0,08, 0,62), de mama (HR = 0,70, 95% CI: 0,61, 0,81), melanoma da pele (HR = 0,61, 95% CI: 0,42, 0,88), e os cancros do lymph- /tecido hematopoiético (HR = CI 0,61, 95%: 0,44, 0,83).

Conclusão

TSC foi negativamente associado com o risco de câncer em geral em mulheres eo risco de câncer em vários locais em ambos os machos e fêmeas. Em lag analisa tempo algumas associações persistiram, sugerindo que, para reverter esses locais de câncer causação não se aplicava

Citation:. Strohmaier S, Edlinger M, Manjer J, Stocks T, Bjørge T, Borena W, et al. (2013) colesterol total e Cancer Incidence na síndrome metabólica e Cancer Project (Me-Can). PLoS ONE 8 (1): e54242. doi: 10.1371 /journal.pone.0054242

editor: Jung Eun Lee, Universidade Feminina Sookmyung, República da Coreia

Recebido: 03 de agosto de 2012; Aceito: 10 de dezembro de 2012; Publicação: 23 de janeiro de 2013

Direitos de autor: © 2013 Strohmaier 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:. Este trabalho foi apoiado pelo World Cancer Research Fond Internacional (2007/09 e 2010/247 para PS); e da Universidade de Medicina de Innsbruck (MUI START). Os financiadores não tiveram nenhum papel no desenho do estudo, coleta de dados e análise, decisão de publicar ou preparação do manuscrito

CONFLITO DE INTERESSES:.. Os autores declararam que não existem interesses conflitantes

Introdução

Desde 1980 vários estudos epidemiológicos têm relatado uma associação entre mais elevados de colesterol total no soro (TSC) níveis e menor incidência de câncer específico geral do site ou e mortalidade [1] – [9], enquanto outros encontraram maior risco de câncer em pessoas com níveis elevados de TSC [10] – [13], nenhuma relação significativa [14] – [18], ou uma associação em forma de U, que é tanto níveis baixos e altos TSC sendo significativamente associada com o aumento do risco de câncer [19] .

tem sido sugerido que as associações inversa observada tem que ser atribuída a um efeito de cancro ou pré-clínico da doença nos níveis de colesterol (isto é, diminuição ou aumento da utilização metabólica de colesterol durante a carcinogénese [20]) em vez de reflectir uma relação causal verdadeiro. A hipótese de causalidade reversa é fortemente apoiada por um estudo randomização mendeliana recente [21] e pela observação de que as associações inversas entre níveis elevados de colesterol eo risco de câncer e mortalidade enfraquecida ou até mesmo desapareceu quando os primeiros anos de acompanhamento do estudo foram excluídos [1], [9], [22]. No entanto, alguns estudos encontraram associações inversas com defasagens de 4 ou até mais anos entre o nível de colesterol linha de base e diagnóstico de câncer [7], [20], [23], de modo que a possibilidade de que pode haver um efeito direto do colesterol baixo sobre o câncer pode ainda não ser completamente descartada.

os estudos mais recentes [24], [25] sobre o colesterol ea incidência de câncer, incluindo parcialmente dados também utilizados neste estudo [25], acrescentou evidência adicional para a hipótese de causalidade reversa mais uma vez. No entanto, tamanhos de amostra relativamente modestas e as diferenças em populações de estudo, tempo de seguimento, desfechos do estudo e procedimentos estatísticos podem todos ter contribuído para a falta de consistência dos resultados de estudos anteriores.

Avaliação dos níveis de colesterol em um ocasião resultados individuais em um erro aleatório substancial devido à variabilidade no processo de medição ou variabilidade biológica real, mas a curto prazo. Esta imprecisão na medição de exposição pode levar à subestimação [26] da associação resultado fator de risco através do chamado viés de diluição de regressão. estudos prospectivos sobre fatores metabólicos e risco de doença cardiovascular, que utilizou a medição da exposição repetida a aplicar métodos para corrigir o viés de diluição de regressão, apresentaram associações mais fortes do que aqueles baseados na linha de base medida exposições individuais [27] – [29].

Motivado pela inconsistência na literatura e o fracasso em conta para a diluição de regressão, o objetivo deste estudo foi investigar a associação entre TSC e a incidência global e site-specific câncer em uma população grande estudo contendo sete grupos europeus.

Materiais e Métodos

Estudo da População

A síndrome metabólica e projeto Cancer (Me-Can) inclui dados de coortes de base populacional da Noruega, Áustria e Suécia, e visa investigando associações entre fatores metabólicos e risco de câncer.

a descrição detalhada do projeto foi publicado anteriormente [30]. Em 2006, dados de sete coortes existentes provenientes da Noruega (estudo de Oslo, estudo Concelhos norueguesas, o Coorte da Noruega, Age 40 do programa), Áustria (Vorarlberg Saúde e Vigilância Programa de Prevenção) e Suécia (Projeto de Intervenção Västerbotten, Malmö Preventive Project) foram reunidas. Os participantes dos grupos tinham sido submetidos a um ou mais exames de saúde entre 1972 e 2005, e informações sobre estilo de vida e fatores sociodemográficos tinha sido gravado e os dados disponíveis têm sido geridos em conformidade. Para o presente estudo informação sobre a idade, peso, altura, nível de TSC, e tabagismo de 289,273 homens e 288,057 mulheres foi usado.

Medidas

As medidas antropométricas foram realizadas de forma semelhante em todos me-Can coortes, com os participantes vestindo roupas leves interiores e sem sapatos. Em relação aos hábitos de fumar, os participantes foram convidados a preencher um questionário exceto em VHM PP, onde respectivas perguntas foram feitas pelo médico examinador e as informações foram inseridos diretamente em um banco de dados. Os participantes foram classificados como nunca, anterior, e os fumantes atuais.

O jejum de tempo antes que o sangue foi tirada variou entre os diferentes grupos [30]. Nos coortes norueguesa, jejum não foi necessária antes do exame, e tempo de jejum foi registada como menos de 1, 2/1, 4/2, 8/4, ou mais do que 8 horas. tempo de jejum no Projeto de Intervenção Västerbotten foi registrado como menos de 4, 4-8, ou mais de 8 horas, e a partir de 1992, os participantes foram convidados a jejuar durante pelo menos 8 horas antes do exame. No Project Malmo preventiva e, após os primeiros 3 anos, no programa austríaco, um mínimo de 8 horas de jejum foi usado como o procedimento padrão. Para as análises, informações sobre o estado de jejum foi resumido nas categorias de menos de 4, 4-8, e mais de 8 horas.

No Oslo e os noruegueses Concelhos níveis séricos estudo de colesterol total foram medidos aplicando um método não enzimático, ao passo que em todos os outros grupos foi utilizado um método enzimático. As medidas obtidas por um método não-enzimática foram transformados de acordo com 0.92 × (nível de colesterol) – 0,03 e são apresentados em mmol /l [30]

identificação de casos e seguimento de coorte

casos de câncer de Incidentes foram identificados através da articulação com os registos oncológicos nacionais dos respectivos países e classificados de acordo com a Classificação Internacional de Doenças, sétima revisão. Follow-up terminou na data do primeiro diagnóstico de câncer primário, a emigração, a morte ou 31 de Dezembro, de 2003 (na Áustria), de 2005 (na Noruega), ou 2006 (na Suécia), o que ocorrer primeiro.

Análise estatística

análises de regressão de risco proporcional de Cox foram aplicadas para homens e mulheres separadamente para investigar a associação entre os níveis de TSC e incidência de câncer de site-specific. Os indivíduos foram seguidos até a data do primeiro diagnóstico de câncer ou foram censurados, como descrito acima. Ao analisar um site específico do câncer, este site foi considerado como um evento ao passo que todos os outros sites foram censurados. taxas de risco (HR) e respectivos intervalos de 95% de confiança (IC) foram estimados para os níveis de TSC no quintil (com níveis de corte determinados separadamente para cada sexo, de coorte e categoria tempo de jejum) e como uma variável contínua (HRS por 1 mmol /l incremento).

Idade foi utilizado como o tempo subjacente métrica e todas as estimativas foram estratificados por coorte, tempo de jejum, e as categorias de ano de nascimento (antes de 1929, 1930-1939, 1940-1949, 1950-1959 , 1960-1969, 1970 e mais tarde). Além disso, todas as análises incluíram o ajuste para idade no início do estudo (contínua), índice de massa corporal (categorias de IMC 22,5, 22.5- 25,0, 25.0- 27,5, 27.5- 30,0, 30.0- 32,5, ≥32.5 – kg /m2), e tabagismo (categorias Nunca, anterior, fumante atual). testes lineares para tendência foram realizadas incluindo quintos TSC como uma variável ordinal.

O pressuposto da proporcionalidade foi verificada aplicando um teste baseado em resíduos de Schoenfeld. Para alguns locais de câncer havia uma indicação de violação da suposição de proporcionalidade para o IMC ou tabagismo. modelos adicionais estratificados para a respectiva variável foram ajustadas, no entanto estimativas de taxas de risco para o TSC não se alterou significativamente. Para verificar se há causalidade reversa, diversas análises em tempo lag foram realizados, deixando de fora o primeiro ano, os primeiros 5 anos, e os primeiros 10 anos de follow-up.

No principal análises taxas de risco foram corrigidas para medições de erro aleatório no TSC utilizando um método que envolve o cálculo do quociente de diluição de regressão (RDR), semelhante ao descrito por Wood et ai. [31]. Além disso, as taxas de risco não corrigidos foram calculados e apresentados em tabelas de suplemento. Cálculo de RDRS baseou-se em dados de indivíduos para os quais dois ou mais observações com o mesmo tempo de jejum antes da medição estavam disponíveis; No total, os dados de 133,820 temas e 406,364 exames de saúde estavam disponíveis. Ao todo, o tempo médio entre a linha de base ea medição repetida foi de 6,9 ​​anos (desvio-padrão [SD] = 3,9). Lineares modelos de efeitos mistos, tratando as medições repetidas como variável dependente e as quantificações como a variável independente e incluindo ainda a idade no início do estudo, o jejum tempo, tabagismo, sexo, ano de nascimento, IMC, e tempo desde a data do exame inicial como fixo efeitos e coorte como um efeito aleatório, foram montados. RDRS foram estimadas como o coeficiente de regressão prevista no ponto de tempo de seis anos após a medição da linha de base, ou seja, a metade do tempo de seguimento. Os RDRS obtidos para TSC eram 0,644 0,660 em homens e em mulheres. Correcção de taxas de risco foi obtida calculando exp (ln (HR) /RDR).

Para avaliar se estatina prescrição teve um efeito sobre a associação entre TSC ea incidência de câncer, análises adicionais foram realizados apenas com medidas de base que tinha sido obtida antes de 1994. Este ponto de tempo foi escolhido como o Estudo Sinvastatina Scandinavian publicado em 1994 [32] foi considerado como o ponto de partida da tarde cada vez maior prescrição de estatina.

as análises estatísticas foram realizadas com o Stata (versão 10 , StataCorp LP, College Station, Texas) e R (versão 2.7.2, utilizado para o cálculo RDR). P dois lados valores inferiores a 0,05 foram considerados estatisticamente significativos.

Ética

O estudo foi aprovado pela pesquisa Review Board de Umeå, na Suécia, o Comité Regional de Medicina e Saúde de Ética em Pesquisa, sudeste da Noruega eo Ethikommission da Terra Vorarlberg, Áustria. Os participantes da Suécia e da Áustria desde seu consentimento informado para participar neste estudo. Na Noruega, os participantes foram convidados a vir ao inquérito de saúde e foi enviado um questionário junto com o convite. Um atendimento ao exame de saúde onde os participantes livraram a sua preenchida no questionário, foi aceite pela Inspecção de dados como um consentimento informado, mas não um consentimento por escrito. consentimento por escrito foi obtido a partir de 1994.

Resultados

características basais

Na Tabela 1 características basais da população do estudo são apresentados por coorte. idade no início do estudo variou entre 40,3 anos (DP = 7,0) na coorte de NCS e 47,5 (15,0) anos em CONOR dizer. IMC foi maior na coorte de Oslo 26,6 (2,9) e menor em NCS e MPP. Observou-se no grupo Oslo com 50,2%, a mais baixa do 40-y coorte com 23,4%, a taxa mais elevada de pessoas que sofrem de hipercolesterolemia (6,2 mmol /l TSC IC 95%: 0,88, 1,00) e associações inversas significativas foram observadas para os cancros do fígado /ducto biliar intra-hepática (HR = 0,14; 95% CI: 0,07, 0,29), o câncer de pâncreas (HR = 0,52 , 95% CI: 0,33, 0,81), não-melanoma da pele (HR = 0,67; 95% CI: 0,46, 0,95), e os cancros da linfa /tecido hematopoiético (HR = CI 0,68, 95%: 0,54, 0,87) . . Associações similares foram observados quando uma incrementos unitários de TSC foram consideradas (Tabela 2)

Nas mulheres, a taxa de risco para o quinto quintil foi associada com a diminuição do risco de cancro total (HR = 0,86 CI, 95%: 0,79, 0,93) e, além disso, para os cânceres de vesícula biliar (HR = 0,23, 95% CI: 0,08, 0,62), mama (HR = 0,70, 95% CI: 0,61, 0,81), melanoma da pele (HR = 0,61, 95% CI: 0,42, 0,88) e cancros do lymph- /tecido hematopoiético (HR IC = 0,61, 95%: 0,44, 0,83). taxas de risco por uma unidade de incremento TSC mostrou associações inversas semelhantes. Além disso, foi observada uma associação significativa limítrofe para cânceres de outras partes do útero (HR = 0,91, 95% CI: 0,84, 0,99).

Tempo de retardamento Análise

Considerando machos, comparando a quinto para o primeiro quintil em lag-time analisa, depois de deixar o primeiro ano de associações inversas significativas de acompanhamento persistiu por cancros dos /ductos biliares do fígado (HR = CI 0,15, 95%: 0,08, 0,31) e cancro do pâncreas (HR = 0,54, 95% CI: 0,35, 0,85). Além disso, uma associação positiva limítrofe para o cancro do cólon (HR = 1,30, 95% CI: 1.01, 1.68) foi observada. Deixando de fora os primeiros cinco anos de follow-up, associações inversas significativas ainda foram observados para cancros dos /ductos biliares do fígado (HR = CI 0,24, 95%: 0,11, 0,53), pâncreas (HR = CI 0,48, 95%: 0,30, 0,78) e não-melanoma da pele (HR = 0,63, 95%: 0,42, 0,94). Houve novamente uma associação positiva da TSC com câncer de cólon (HR IC = 1,46, 95%: 1,10, 1,92). Quando os primeiros dez anos de follow-up foram excluídos, apenas associações com câncer de pâncreas (HR = 0,50, 95% CI: 0.29, 0.88) não-melanoma da pele (HR = 0,56, 95% CI: 0,36, 0,89) e cólon câncer (HR = 1,44 CI, 95%: 1,05, 1,98). permaneceu

Nas fêmeas, todas as associações relatadas comparando do quinto para o primeiro quintil persistiu, quando o primeiro ano de follow-up foi excluído (câncer total HR = 0,90, 95% CI: 0.83, 0.98; vesícula biliar HR = 0,25, 95% CI: 0.09, 0.71; HR peito = 0,72, 95% CI: 0.62, 0.83; melanoma de HR pele = 0,60, 95% CI: 0,41 , 0,89; cancros do /HR tecido hematopoiético linfático = CI 0,65, 95%: 0,47, 0,90). Quando os primeiros 5 anos foram deixados de fora, associações significativas com cancro da mama (HR = 0,71, 95% CI: 0,60, 0,85) e melanoma da pele (HR = 0,54, 95% CI: 0,33, 0,87) foram ainda observados, o que também persistiu quando os primeiros dez anos de follow-up foram excluídos. (HR cancro da mama = 0,62, 95% CI: 0.49, 0.80; melanoma de pele HR = 0,46, 95% CI: 0,21, 0,96)

Sub -analyses antes de 1994, o início da estatina medicação

os resultados dos dados de colesterol sub-análises, incluindo antes de 1994 são apresentadas nos quadros S3 e S4. Os resultados não mostraram diferenças substanciais em comparação com o principal analisa com algumas exceções, por exemplo, a associação inversa da TSC com câncer tornou-se insignificante para o câncer de pâncreas e câncer do lymph- tecido /hematopoiético.

Discussão

No presente estudo prospectivo de coorte, os níveis elevados de TSC foram significativamente associados com a diminuição risco de incidência de câncer em geral e com vários tipos de câncer específicos do local em homens e mulheres. Com a excepção do cancro do cólon do sexo masculino só encontramos nenhum ou relações inversas entre TSC e câncer. relações inversas foram encontrados para cancros do fígado /ducto biliar intra-hepática, pâncreas, não-melanoma da pele e da linfa do tecido /hematopoiéticas entre os homens e de vesícula biliar, mama, melanoma da pele e da linfa /tecido hematopoiético entre as mulheres. Destes, apenas associações de TSC com câncer de cólon, câncer de pâncreas, câncer de mama e câncer de pele permaneceu significativa na análise em tempo lag. Restringindo análises para medições antes de 1994, o início da medicação com estatinas, não revelou diferenças importantes em relação às associações estimados.

Em estudos anteriores, a hipótese de “efeito câncer de pré-clínico” [20] tem recebido atenção considerável como uma explicação para algumas das associações inversas observadas. Isto é, a relação inversa entre os níveis baixo e TSC risco de cancro pode ser causada por cancros em fases pré-clínicas, como neoplasia maligna são conhecidas por ter um efeito fisiológico multiforme, que podem incluir depressão metabólica de colesterol no sangue [33]. Uma evidência adicional de causalidade reversa vem do estudo de Trompet et al randomização mendeliana [21] e um comentário sobre ensaios clínicos que investigam a relação de baixo colesterol e atividade da doença [34]. Além disso, tem sido sugerido que as relações do cancro de colesterol inversa poderia ser explicado por riscos competitivos, ou seja, que os pacientes que mostram níveis elevados de TSC são mais susceptíveis de ser censurados devido a mortalidade cardiovascular antes de serem diagnosticados com cancro [20].

em relação cânceres específicos do site, os relatórios sobre associações com câncer de cólon são controversos. associações positivas, bem como negativos foram observados [35], [36]. Nossos resultados indicam apenas uma associação positiva modesta entre os homens e na ausência de uma relação entre as mulheres.

Em relação câncer de fígado, nossos resultados estão em linha com os resultados anteriormente publicados do Me-pode estudar colaboração e outros estudos, onde principalmente associações negativas foram relatou que diminuiu com o aumento períodos de tempo lag [1], [3], [37], [38]. Parece haver um consenso geral de que, quando insuficiência hepática ocorre por causa de câncer de fígado e doença hepática crônica, a forma, esterificação e evacuação de colesterol estão bloqueadas, o que provoca alterações nos níveis de colesterol [39].

Para vesícula biliar /câncer do trato biliar Andreotti et al [19] relataram uma associação em forma de U, com baixos níveis de bem como níveis elevados de colesterol sendo vinculado com os riscos de excesso de cânceres do trato biliar. Este não foi confirmada em nossos dados; nossos resultados não mostraram associação significativa nos machos e uma associação inversa clara nas fêmeas.

A quantidade de literatura sobre câncer de pâncreas e suas associações com o colesterol é limitado. Dois estudos realizados não encontraram associações significativas [40], [41]. Nossos resultados diferiram entre machos e fêmeas com associações inversas em machos e associações não-significativos nas mulheres [42].

No que diz respeito aos cancros do /tecido hematopoiético linfático, células estreitas sangue leucêmica e ossos foram relatados para mostram uma atividade do receptor de lipoproteína de baixa densidade elevada que foi inversamente associado com níveis de colesterol plasmático que pode explicar hypocholesteraemia visto frequentemente em pacientes com leucemia [33]. Esta interpretação está de acordo com os nossos dados, onde associações de cancro de sangue com TSC desapareceu na análise em tempo lag.

A maioria das investigações sobre o cancro da mama não comunicaram associações significativas com TSC [20], [43], [44]. No entanto, nossos dados mostraram uma clara associação negativa (ver também [45]), que persistiu mesmo quando os primeiros 10 anos de follow-up foram excluídos, indicando que o nexo de causalidade reversa não se aplica neste caso. Além disso, Fagherazzi et al [46] encontraram uma redução significativa do risco de câncer de mama entre as mulheres que usam drogas para baixar o colesterol. Infelizmente, não temos quaisquer dados sobre prescrição de estatina na Me-pode projetar para confirmar esta conclusão. Associações de TSC com cancro da mama foram, no entanto, similar no período pré-estatina antes de 1994 e no período de observação total. Associações de TSC com câncer de pele, onde um debate está acontecendo se o uso de estatina afeta os resultados de câncer de pele [47], [48], também foram semelhantes nos dois períodos.

Recentemente, vários autores relataram associações positivas entre os níveis de TSC e câncer de próstata agressivo [11] – [13], mesmo quando TSC não foi associada com o câncer de próstata geral [11]. Infelizmente, nós não temos informações sobre classificação câncer de próstata em nossos dados, por isso não podemos contribuir para essa discussão.

pontos fortes do nosso estudo incluem o tamanho da amostra grande de mais de 500.000 participantes de sete coortes de base populacional europeus captura de virtualmente completa dos casos de câncer. Nós também foram capazes de corrigir estimativas de risco para viés de diluição de regressão, causada por flutuações aleatórias em medições de referência comuns para estudos prospectivos de longo prazo, o que pode levar a uma subestimação do verdadeiro risco. Além disso, todas as análises foram ajustadas para fatores de confusão potenciais, como IMC e tabagismo e estratificada por ano de nascimento, de coorte e tempo de jejum antes da medição.

Por outro lado, nosso estudo é limitado pela falta de informação de uso de medicação anti-hypercholesterol, tais como estatinas, aspectos comportamentais, como hábitos alimentares, atividade física e consumo de álcool, bem como as variações genéticas que podem ter influenciado os níveis de colesterol e câncer. Além disso, nós não temos dados separados sobre baixa e alta densidade subfrações de lipoproteína colesterol ou obter informações detalhadas sobre o estadiamento do tumor.

Em resumo, os níveis de TSC foram negativamente associado com o risco de câncer em geral em mulheres eo risco de câncer em vários sites em ambos os machos e fêmeas. Além disso, uma relação positiva foi encontrada para câncer de cólon nos homens. Na análise em tempo lag algumas associações persistiram, sugerindo que, embora competindo riscos e causalidade reversa pode explicar as associações inversas principalmente, alguns papel etiológico para esta fracção lipídica não pode ser descartada.

Informações de Apoio

Tabela S1 .

taxas de risco não corrigidas de câncer incidente de colesterol no quintil (em comparação com o quintil mais baixo) e por unidade de incremento nos homens.

doi: 10.1371 /journal.pone.0054242.s001

(DOCX)

Tabela S2.

taxas de risco não corrigidas de câncer incidente de colesterol no quintil (em comparação com o quintil mais baixo) e por unidade de incremento nas mulheres.

doi: 10.1371 /journal.pone.0054242.s002

(DOCX)

Tabela S3.

rácios não corrigidas de risco de câncer de incidente de colesterol no quintil (em comparação com o quintil mais baixo) e por unidade de incremento nos homens, incluindo medidas antes de 1994.

doi: 10.1371 /journal.pone.0054242.s003

( DOCX)

Tabela S4.

rácios não corrigidas de risco de câncer de incidente de colesterol no quintil (em comparação com o quintil mais baixo) e por unidade de incremento nas mulheres, incluindo medidas antes de 1994.

doi: 10.1371 /journal.pone.0054242.s004

( DOCX)

Reconhecimentos

os autores agradecem, na Noruega, a equipe de triagem no antigo Nacional de Saúde triagem Serviço da Noruega, agora o Instituto Norueguês de Saúde Pública, os serviços de CONOR, eo contribuindo centros de pesquisa de fornecer subsídios ao CONOR; no monitoramento Vorarlberg Saúde e Programa de Prevenção, Elmar Stimpfl, o gerente de banco de dados, Karin Parschalk no registro de câncer; no Projeto de Intervenção Västerbotten, Åsa Ågren, o gerente do banco de dados do projeto no Biobank de Medicina da Universidade Umeå, na Suécia; e no Projeto Preventiva Malmö, Anders Dahlin, o gerente de banco de dados.