Extracto
Antecedentes
Un patrón de dieta saludable se define por las recomendaciones internacionales de la Organización Mundial de la Salud (OMS) ha demostrado reducir el riesgo de mortalidad global. Se desconoce si este patrón de dieta saludable se asocia con la incidencia de cáncer en general.
diseño em
En el total de 35.355 hombres y mujeres en el estudio prospectivo europeo holandés sobre cáncer y nutrición-cohorte fueron seguidos para el cáncer ocurrencia. La dieta fue evaluada mediante un cuestionario de frecuencia de alimentos validado. Hemos calculado una puntuación dietético para todos los participantes en base a las siete de la OMS pautas dietéticas para la prevención de las enfermedades crónicas (Indicador dieta saludable (IDH)). Se utilizó el índice de desarrollo humano existente, basado en las directrices de la OMS de 1990, y lo adaptó para cumplir con las directrices de la OMS de 2002. Cox se utilizó el análisis multivariante de riesgos proporcionales ajustados para examinar la asociación entre la adherencia a la IDH y el riesgo subsiguiente de cáncer en general.
Resultados
Un número de 3.007 nuevos casos de cáncer fueron identificados durante una media siguiente de 12,7 años. La adhesión al IDH no se asoció con un menor riesgo de cáncer en general. La razón de riesgo (HR) de cáncer en general asociada con un incremento de un punto del IDH fue de 0,96 (IC del 95%: 0,89 a 1,03) en los hombres, y 1,00 (IC del 95%: 0,96 a 1,04) en las mujeres. La adhesión al IDH no se asoció con cáncer relacionado con el tabaquismo ((hombres de alto riesgo: 0,94 (IC del 95% 0,84 a 1,04); las mujeres HR: 1,00 (IC del 95%: 0,94 a 1,07)), o cáncer relacionado con el alcohol ((hombres de Recursos Humanos : 1,02 (IC del 95% 0,87 a 1,20); las mujeres HR: 1,03 (IC 95% 0,98-1,08))
Conclusiones
una mayor adhesión a Indicador de la dieta saludable de la OMS, un patrón dietético. para la prevención de las enfermedades crónicas, no se asoció con una reducción general, relacionada con el tabaquismo o el riesgo de cáncer relacionado con el alcohol en hombres o mujeres
Visto:. Berentzen NE, Beulens JW, Hoevenaar-Blom MP, Kampman E, Bueno -de-Mesquita HB, Romaguera-Bosch D, et al (2013) adhesión a Indicador de la dieta saludable de la OMS y general el riesgo de cáncer en el EPIC-NL cohorte PLoS ONE 8 (8):... e70535 doi: 10.1371 /registro diario. pone.0070535
Editor: Olga Y. Gorlova, la Universidad de Texas MD Anderson Cancer Center, Estados Unidos de América
Recibido: 7 Enero, 2013; Aceptado: 20 Junio, 2013; publicado : 7 Agosto 2013
Derechos de Autor © 2013 Berentzen et al. Este es un artículo de acceso abierto distribuido bajo los términos de la licencia Creative Commons Attribution License, que permite el uso ilimitado, distribución y reproducción en cualquier medio, siempre que el autor original y la fuente se acreditan
Financiación:. Este trabajo fue apoyado por "Europa contra el cáncer" de la Comisión Europea (SANCO), el Ministerio de Salud, Bienestar y Deportes, el holandés Cancer Society, la Organización holandesa para la Investigación y Desarrollo de la Salud (ZonMW), el Fondo Mundial para la Investigación del cáncer Holandés ( WCRF) y por una beca del Consejo de Investigación Holandés (NOM-ZonMw; otorgan ninguna 40-00812-98-10040). Los donantes no tenía papel en el diseño del estudio, la recogida y análisis de datos, decisión a publicar, o la preparación del manuscrito
Conflicto de intereses:.. Los autores han declarado que no existen intereses en competencia
Introducción
los Países Bajos tienen la 12ª tasas de cáncer más altas del mundo. Cada año 286,8 personas de cada 100.000 desarrollan cáncer [1] y la enfermedad es responsable de casi un tercio de la mortalidad anual total en los Países Bajos [2]. Los hábitos alimentarios están reconocidas como importantes factores modificables que influyen en el riesgo de cáncer [3], [4] y se han estimado, junto con el sobrepeso /obesidad y la actividad física, para dar cuenta de aproximadamente el 35-38% de los 12 cánceres más comunes en los países de altos ingresos , según el Instituto World Cancer Research Fund /Americana para la Investigación del cáncer (WCRF /AICR) [5]. Los patrones dietéticos examinan los efectos de la dieta en general y permiten efectos sinérgicos subyacentes entre los componentes individuales de la dieta [6]. La mayoría de los estudios que relacionan los patrones dietéticos de los resultados de salud uso, ya sea a priori puntuaciones de la dieta (conducida por el investigador), o a posteriori puntuaciones (según los datos) o derivados de factor de análisis de conglomerados. A priori puntuaciones de la dieta se pueden agrupar en tres categorías; (A) las puntuaciones que evalúan la variedad de la dieta o la diversidad, (b) las puntuaciones que evalúan concordancia con las normas dietéticas y (c) las puntuaciones que evalúan los patrones dietéticos específicos (por ejemplo, la dieta mediterránea) [7]. El patrón de dieta mediterránea se ha encontrado para reducir el riesgo de morbilidad y mortalidad por cáncer para algunos países (especialmente los países mediterráneos), pero no para otros países, más del norte como los Países Bajos [8], [9].
En 1990, la Organización Mundial de la Salud (OMS) ha publicado directrices dietéticas internacionales para la prevención de enfermedades crónicas. Sucesivamente, el indicador de la dieta saludable (IDH) fue desarrollado por Huijbregts et al. [10] para cuantificar el cumplimiento de estas directrices. Estudios anteriores han relacionado el IDH para general- y la mortalidad específica por cáncer. El IDH se encontró que estaba inversamente relacionada con la mortalidad por cualquier causa en los hombres de edad avanzada de tres países europeos (RR para alta versus baja adherencia IDH: CI 0,87, 95%: 0,77 a 0,98) [10]. Este estudio también encontró riesgo de muerte por enfermedad cardiovascular y el cáncer a ser, respectivamente, 18% y 15% menor en el grupo de IDH más alto que en el grupo más bajo, pero no se proporcionaron estimaciones específicas. En otra cohorte de hombres y mujeres de edad avanzada de Europa, un IDH más alto se asoció a la menor mortalidad por cualquier causa (HR: 0,89 con IC del 95%: 0,81 a 0,98), sin embargo, la mortalidad por cáncer no fue investigado [11]. Además, el IDH se estudió en relación con el riesgo de cáncer de mama en las mujeres británicas; Sin embargo, no se encontró asociación (CRI de la adherencia máxima a la HDI en comparación con la adherencia mínima: 0,94 con IC del 95%: 0,67 a 1,32) [12]
Por lo que sabemos, ningún estudio prospectivo ha relatado. la adhesión a este patrón de dieta a la aparición de cáncer en general. El objetivo fue investigar la asociación entre la adherencia a la IDH y el riesgo de incidencia global del cáncer, así como el alcohol y el cáncer relacionado con el tabaquismo. Examinamos las asociaciones por separado para hombres y mujeres que participan en la parte holandesa de la Investigación Prospectiva Europea sobre Cáncer y Nutrición (EPIC-NL) estudio de cohortes.
Sujetos y métodos
Población de estudio
el estudio EPIC-NL consta de las dos contribuciones holandeses a la cohorte EPIC: Prospect y MORGEN cohortes [13]. El diseño del estudio se ha descrito en otra parte [14]. En resumen, la perspectiva es un estudio de cohorte prospectivo de 17.357 mujeres, de edades 49-70, que participaron en el cribado del cáncer de mama entre 1993 y 1997 [15]. La cohorte MORGEN consta de 22.654 hombres y mujeres de 20-65 años reclutados en tres ciudades holandesas (Amsterdam, Doetinchem, y Maastricht) entre 1993 y 1997 [16]. En total, hubo 40,011 participantes en la cohorte EPIC-NL. Todos los participantes por escrito el consentimiento informado antes de la inclusión del estudio. El estudio cumple con la Declaración de Helsinki y fue aprobado por el comité institucional del Centro Médico Universitario de Utrecht (Prospect) y el Comité de Ética Médica de TNO Nutrition and Food Research (MORGEN).
El presente análisis se restringió a los participantes sin historia previa de cáncer y con los datos dietéticos. Inicialmente, 40,011 participantes estaban disponibles, de los cuales 39,793 participantes tenían los datos dietéticos. Se excluyeron los pacientes con cáncer prevalentes o con los datos que faltan en relación con antecedentes de cáncer (n = 1688). Los participantes que no dieron el permiso para la vinculación con los registros de estado vital fueron excluidos (n = 2028), así como los participantes sin datos de seguimiento (n = 391). Los participantes que reportaron ingesta de energía improbables (n = 331) fueron excluidos (los que están en la parte superior e inferior 0,5% al 0,5% de la relación de la ingesta de energía auto-reporte de tasa metabólica basal). En total, 35.355 participantes se incluyeron en el último estudio de población (9.188 hombres y 26.167 mujeres). Los análisis se limita a los primeros cánceres incidentes.
Indicador dieta saludable
Para cuantificar la adhesión a las directrices de la OMS para la prevención de las enfermedades crónicas que utiliza el indicador de dieta saludable, que incorporaban 7 recomendaciones de la OMS con respecto a los nutrientes o grupos de alimentos [17]. Se obtuvo la ingesta dietética diaria en el reclutamiento de un cuestionario de frecuencia de alimentos (CFA) que contiene preguntas sobre la frecuencia habitual de consumo de 79 alimentos principales durante el reclutamiento año anterior. Este cuestionario permite la estimación del consumo medio diario de 178 alimentos. El CFA ha sido validado frente a doce 24 h recupera, se administra una vez al mes durante un año [18], [19]. Pearson coeficientes de correlación fueron 0,61 (hombres) y 0,63 (mujeres) para la grasa, 0,71 (hombres) y 0,67 (mujeres) de proteínas, 0,74 (hombres) y 0,76 (mujeres) de hidratos de carbono, y 0,61 (hombres) y 0,74 (mujeres) para la fibra. valores de macro y micronutrientes de los alimentos reportados (expresadas por cada 100 gramos de porción comestible) se obtuvieron a partir de las tablas nacionales recopilados por la base de datos de composición de alimentos Holandés (NEVO). El IDH fue creado originalmente por Huijbregts et al. de acuerdo con recomendaciones de la OMS de 1990 [10]. La OMS proporcionó directrices actualizadas en 2002 y adaptado en consecuencia el IDH [20]. La información detallada sobre la puesta en funcionamiento del IDH se muestra en la Tabla 1. Siete grupos de alimentos y nutrientes fueron incluidos en el IDH actualización: ácidos grasos saturados; ácidos grasos poliinsaturados; colesterol; proteína; fibra dietética; frutas y vegetales; y azúcares libres. En concordancia con la versión actualizada de las directrices de la OMS, tres ex componentes del IDH se omitieron en el IDH actualización: 'monosacáridos y disacáridos "," carbohidratos complejos "y" legumbres, frutos secos y semillas. Además, se añadió el componente «azúcares libres» (incluidos los monosacáridos, disacáridos y los azúcares de la miel, jarabes y jugos de frutas) para el IDH actualizado. Se excluyó el componente sal del IDH porque no disponemos de información válida: Huijbregts previamente et al. también excluidos de esta recomendación ya que sólo el contenido de sodio en los alimentos estaba disponible, pero se desconoce la cantidad de sal se ha añadido durante la preparación de las comidas y en la mesa.
Una variable dicotómica se genera para cada componente del IDH . Si la ingesta de una persona se encontraba dentro de los límites recomendados de acuerdo con las directrices de la OMS esta variable se codificó como 1; de lo contrario, se codifica como 0. El IDH fue la suma de todas estas variables dicotómicas y tenía un rango de 0-7 puntos.
Comprobación de cáncer de Eventos en
Durante el seguimiento, los participantes fueron seguido de los casos la aparición de enfermedad y cáncer fueron identificados por la vinculación anual al Registro de cáncer de Holanda. Este registro permite identificar casos incidentes de cáncer a través de los registros de patología y es un 95% desde 1989. Seguimiento de la incidencia de cáncer y el estado vital fue completa hasta el 31 de diciembre de 2008. Los casos prevalentes de cáncer también se identificaron a través de la vinculación con el registro de cáncer y por auto -report utilizando el cuestionario general de referencia [14]. cáncer relacionado con el tabaquismo se definió como el cáncer de pulmón, riñón, aero-digestivo superior del tracto, hígado, estómago, páncreas, vejiga y colon y recto [21], [22]. cáncer relacionado con el alcohol incluido el cáncer de la aero-digestivo superior del tracto, mama, hígado, colon y recto [23].
covariables
Al inicio del estudio, los participantes completaron un cuestionario de estilo de vida que incluye preguntas sobre datos demográficos, presencia de enfermedades crónicas y factores de riesgo para las enfermedades crónicas. Los participantes regresaron el cuestionario al venir de un examen físico, y se examinó la integridad del cuestionario. Durante el examen físico altura y peso fueron medidos, y el índice de masa corporal (IMC; kg /m
2), se calculó. La actividad física se evaluó mediante el cuestionario EPIC actividad física [24] y clasifica de acuerdo con el Índice de Actividad Física de Cambridge validado (inactivo, moderadamente inactivos, moderadamente activo, activo) [25], [26]. Dado que los datos sobre la actividad física no estaba disponible para el 14% de la cohorte EPIC-NL, estos valores faltantes fueron imputados utilizando un solo modelo de regresión lineal [27]. El nivel de tabaquismo fue categorizado como nunca, primero, tabaquismo actual, y los fumadores actuales se clasificaron en categorías de número medio (1, 2-10, 10-20, & gt; 20) de cigarrillos por día. Educación se clasificó como bajo (primaria a completar la educación media profesional) (alta secundaria) intermedia, y (formación profesional de alta o universidad) de altura.
Análisis estadístico
tabulaciones simples se hicieron para sociodemográfico datos por sexo y por terciles del IDH. Multivariado de riesgos proporcionales de Cox modelos de regresión se estimaron las proporciones de riesgo del cáncer (HR) y sus correspondientes intervalos de confianza del 95% (IC). La variable tiempo fue el intervalo entre la fecha de contratación hasta la fecha de diagnóstico de cáncer o censurar (muerte, perdió durante el seguimiento o al final del seguimiento (diciembre de 2008)), lo que ocurra primero.
Se calcularon
CRI para el cáncer en general, el cáncer relacionado con el tabaquismo y el cáncer relacionado con el alcohol. Los resultados se calculan para hombres y mujeres por separado debido a las diferencias en los tipos de cáncer y factores de confusión. Todos los modelos fueron estratificados por cohorte (Morgen ó prospecto)
.
El IDH se analizó como una variable continua (por aumento del IDH-1 unidad) y en tres grupos de aproximadamente el mismo número (IDH = 0-2 , 3 y 4-7) con el primer tercil (IDH menos saludable) como categoría de referencia. Los valores de P para la tendencia lineal a través de los terciles se calcularon mediante la inclusión de la categórica IDH como una variable continua en el modelo.
Los análisis multivariados se ajustaron por edad al inicio del estudio (años), índice de masa corporal, el tabaquismo, la ingesta total de energía excluyendo la energía del alcohol (kcal /día), el consumo de alcohol (g /día), nivel de actividad física y el nivel educativo. Análisis en las mujeres, además, se ajustaron para el estado menopáusico (pre, peri y postmenopáusicas; menopausia quirúrgica, o que falta). Paridad, lactancia materna, la terapia de reemplazo hormonal, y el estado civil no se incluyeron en el modelo, ya que estas variables no fueron factores de confusión en la asociación entre el cáncer y el IDH general o relacionados con el alcohol. Los posibles efectos modificadores de sexo, índice de masa corporal y el consumo de tabaco se investigaron mediante la adición de los términos de interacción (con la variable continua IDH) para el modelo estadístico.
Se estimó la asociación individual de cada componente del IDH con el riesgo de cáncer en general, ajustar por todos los otros seis componentes de la puntuación y de las covariables mencionadas before.To examinar si las asociaciones serían diferentes para los participantes que desarrollaron cáncer temprano o tarde durante el seguimiento en relación con la medición de la dieta basal se repitió el análisis principal en el seguimiento períodos de & lt; 5 años, 5-10 años y & gt; 10 años.
Además, se calcularon los modelos de exclusión de los participantes con menos de dos años de seguimiento para evitar que los hábitos alimenticios han cambiado en respuesta a temprana síntomas del cáncer aún sin diagnosticar. También se investigó si las asociaciones fueron diferentes para el IDH actualizado (de acuerdo con las directrices de la OMS 2002), en comparación con la antigua HDI utilizado por Huijbregts et al. (De acuerdo con las directrices de la OMS 1990). Para esta finalidad se repitió el análisis principal del cáncer en general mediante la compilación del IDH [10] Huijbregts '. Todos los análisis se realizaron con SAS, versión 9.2 (SAS Institute, Cary, NC).
Resultados
Durante 12,7 años de seguimiento, 586 hombres y 2.421 mujeres fueron diagnosticadas con cáncer. Debido a la selección de la población de EPIC-NL, con una media de edad al inicio del estudio en terciles del IDH variaron entre 42 y 44 años para los hombres y entre 51 y 52 años para las mujeres (Tabla 2). Los fumadores actuales porcentuales variaron de 28-40% en los hombres; y será del 22-30% en mujeres entre los terciles del IDH, mientras que la ingesta de alcohol varió de 16-20 g /día en hombres; ya partir de 8-9 g /día en mujeres entre los terciles del IDH. Se observó una mayor adhesión al IDH en los participantes con nivel de educación superior, los niveles de actividad física más altos y entre los fumadores y los ex nunca. Los hombres y las mujeres con alta adhesión al IDH también tenían un índice de masa corporal más bajo y menor consumo de alcohol, en comparación con los participantes con baja adhesión al IDH.
La adhesión al IDH no se asoció significativamente con una reducción en el riesgo de cáncer en general (tabla 3). La razón de riesgo (HR) de cáncer en general asociada con un incremento de 1 punto del IDH (IC del 95%: 0,96 a 1,02) 0,99 para la cohorte total; 0,96 (IC del 95%: 0,89 a 1,03) para los hombres; y 1,00 (IC del 95%: 0,96 a 1,04) para las mujeres. HR-tercil específica para los hombres fueron 1,12 (IC 95% 0,91-1,37) y 0,93 (IC del 95%: 0,75 a 1,15), para un IDH de 3 (tercil 2) y 4-7 (tercil 3) en comparación con 0-3 ( tercil 1) (
P Opiniones de tendencia lineal = 0,46). Para las mujeres, CRI fueron de 0,93 (IC del 95%: 0,84 a 1,03) para el segundo, y 0,98 (IC del 95%: 0,88 a 1,08) para el tercer tercil de la adhesión a thze IDH (
P Opiniones de tendencia lineal =. 67).
la adhesión al IDH no se asoció significativamente con el riesgo de relacionada con el tabaquismo y el cáncer relacionados con el alcohol (Tabla 3). Para los cánceres relacionados con el tabaquismo, el incremento de recursos humanos por 1 punto del IDH fue de 0,94 (IC del 95%: 0,84 a 1,04) para los hombres y 1,00 (IC del 95%: 0,94 a 1,07) para las mujeres. Para los cánceres relacionados con el alcohol, el incremento de recursos humanos por 1 punto del IDH fue de 1,02 (IC 95% 0,87-1,20) para los hombres y de 1,03 (IC del 95%: 0,98 a 1,08) para las mujeres.
No estadísticamente significativa se encontró interacción entre el IDH y el sexo (
P
para la interacción = 0,22), índice de masa corporal (
P = .83
), o el consumo de tabaco (
P =
. 89) sobre el cáncer en general (resultados no mostrados).
al examinar las posibles asociaciones entre los siete componentes del IDH y el riesgo de cáncer en general (Tabla 4), encontramos una frontera aumento estadísticamente significativo en el riesgo de cáncer de grasas saturadas consumo. El HR para el cáncer en general asociada con un incremento en el consumo diario de grasa saturada de un 3 por ciento de la ingesta total de energía fue de 1,06 (IC del 95% 1,00 a 1,11). Estadísticamente no se observaron asociaciones significativas para los otros componentes. Asociaciones para el cáncer en general fueron comparables para todos los períodos de seguimiento. Para los cánceres que ocurren dentro de los 5 años, el CRI de cáncer en general por un punto de incremento del IDH (IC del 95%: 0,93 a 1,06) 0,99 (hombres y mujeres combinados); para los cánceres que ocurren dentro de 5-10 años, el HR fue de 1,02 (IC del 95% 0,97 a 1,08); para los cánceres que ocurren & gt;. 10 años, el HR fue de 1,00 (IC 95% 0,95-1,06) guía empresas
Para hacer frente a posibles factores de confusión residual por el consumo de tabaco, se repitió el análisis principal en el que nunca han fumado y encontramos resultados comparables con los resultados en la población total después de ajustar por tabaquismo (RR de cáncer en general asociada con un incremento de un punto del IDH fue IC 0,99 (95% 0,94-1,05)).
Excluyendo los cánceres que ocurren dentro de los dos años de seguimiento no alteró la asociación con el cáncer en general (datos no mostrados). Re-análisis de los datos que sustituye a la corriente HDI con el IDH basado en las directrices de la OMS de 1990 como resultado estimaciones de riesgo del mismo orden de magnitud [10].
Discusión
Este estudio muestra que un mayor Indicador de la adhesión a la dieta sana de la OMS, un patrón dietético para la prevención de las enfermedades crónicas, no se asoció con el cáncer en general, tabaquismo o relacionados con el alcohol. Cada incremento punto del IDH reduce el riesgo en los hombres en un 4%, pero esto no fue estadísticamente significativa, mientras que la asociación era nula en las mujeres. En los análisis de sensibilidad adicional, las estimaciones de riesgo de cáncer en general resultaron relativamente robusto
Dos estudios anteriores [10], [11] relacionados con el IDH, basado en las directrices de la OMS de 1990, a la mortalidad general, pero no el riesgo de cáncer.; por lo tanto, no hemos podido comparar directamente los resultados. Ambos estudios detectaron asociaciones inversas con-mortalidad global en distintas poblaciones agrupadas. Huijbregts et al. encontrado una reducción de la mortalidad global del 13% para las personas con más alto en comparación con el tercil más bajo de IDH (IC del 95%: 2-23%) [10]. La estimación informado de los Países Bajos fue del 25%, pero no estadísticamente significativa, posiblemente debido a la falta de poder. La diferencia en las asociaciones podría deberse a la selección de la población: Huijbregts et al estudiaron sólo los hombres de edad avanzada, mientras que también encontramos estimaciones de riesgo más bajo en los hombres. Sin embargo nuestro poder en los hombres fue limitado debido a un bajo número de casos en hombres (586 frente a 1.796 en el estudio Huijbregts '). Además, los hombres en nuestro estudio eran muy jóvenes al final del seguimiento, y los patrones dietéticos a edades más avanzadas pueden ser diferentes. . En el estudio de Knoops et al, no se proporcionaron estimaciones para países individuales, sin embargo, la estimación para el norte de Europa era comparable con nuestra estimación (HR: 0,93; IC del 95%: 0,85 a 1,02) [11]. Además, otro estudio no encontró una reducción del riesgo de cáncer de mama para un IDH más alto en las mujeres británicas (CRI de la adherencia máxima a la HDI en comparación con la adherencia mínima: 0,94 con IC del 95%: 0,67 a 1,32). [12]
a pesar de que el IDH se ha asociado con una reducción de la mortalidad por todas las causas y la reducción de la mortalidad por enfermedades cardiovasculares, en nuestro estudio, este indicador no estaba relacionada con el riesgo de cáncer. Nuestros resultados son consistentes con otros estudios, que muestran que las puntuaciones que incluyen componentes dietéticos beneficiosos, pero no otros factores de estilo de vida tales como el sobrepeso y el tabaquismo, son sólo débilmente relacionadas con el riesgo de cáncer si está relacionado en absoluto [28] - [33]. Puede ser que las puntuaciones dietéticos destinados para la prevención de las enfermedades crónicas en general, están más fuertemente asociados con la enfermedad cardiovascular que con el cáncer debido a los componentes de la dieta específicos incluidos [34]. Por ejemplo, los productos de carne roja y productos lácteos no se incluyeron en el IDH, mientras que la carne roja es un factor de riesgo para el cáncer de colon, y la leche se ha demostrado que protege de este tipo de cáncer [35] - [39]. También hay un debate sobre si las puntuaciones en la dieta deben incorporar un componente de pérdida de peso, ya que el exceso de peso corporal se asocia directamente con el riesgo de cáncer [40]. Aunque hemos ajustado nuestros análisis de índice de masa corporal, es posible que esto no hizo completamente en cuenta la influencia de la grasa corporal. Esto es apoyado por dos estudios recientes, que muestran que una puntuación dieta de estilo de vida, incluyendo el componente de la grasa corporal, se asoció significativamente con el riesgo de cáncer [41], [42].
Una explicación alternativa para nuestros resultados nulos es que para algunos componentes de la dieta, el rango de ingesta de baja a alta adherencia IDH en nuestra población de estudio fue relativamente modesto, lo que podría ser una indicación para la pequeña variación entre las personas en la dieta en relación con la varianza dentro de la persona. Además, todos los siete componentes, y los alimentos relacionados han sido igualmente ponderado en el cálculo del IDH aunque sus asociaciones con cáncer pueden ser diferentes. La creación a priori puntuaciones dietéticos como el IDH requiere que los investigadores tomen decisiones arbitrarias sobre los alimentos o nutrientes que deben incluirse, su puntuación, y los valores de corte que se utilizará [6]. A posteriori métodos podrían superar estos problemas mediante la agrupación de los participantes en función de sus características dietéticas y similitud.
Las ventajas del presente estudio son el diseño prospectivo, el largo período de seguimiento y comprobación completa de los cánceres, el tamaño de la muestra específico para las mujeres y la inclusión de una serie de posibles factores de confusión importantes. Además del cáncer en general, se estudiaron los tipos de cáncer relacionados específicamente con el alcohol y el tabaco. Ajustamos por cohorte de estudio (es decir, la perspectiva o Morgen) para ajustar las diferencias en la población de estudio.
Hay varias limitaciones a este estudio. Aunque la FFQ utilizados en este estudio había sido validado, los resultados podrían haber sido afectados por el error de medición en la ingesta dietética. En particular, para el consumo de grasas y proteínas, las correlaciones con las tomas obtenidas a través de las 24 h recupera fueron modestos (grasa, los hombres, las mujeres: 0,61: 0,63 y proteínas; hombres: 0,71; mujeres: 0,67) [18], [19]. Por otra parte, las correlaciones de grasas saturadas, ácidos grasos poli-insaturados, o colesterol (todo utilizado para la construcción del IDH) no estaban disponibles a partir del estudio de validación. Una limitación potencial puede ser que los casos podrían haber modificado su dieta durante el período de pre-diagnóstico precoz; Sin embargo, excluyendo los casos incidentes diagnosticados en los primeros 2 años de seguimiento no alteró las asociaciones. El subregistro de los participantes con alto consumo de energía o grasa también podría haber jugado un papel; especialmente en las mujeres, ya que son más propensas que los hombres a no reportan su consumo [43].
La actividad física había desaparecido el 14% de la cohorte EPIC-NL. Basta con exclusión de estos participantes se han proporcionado resultados sesgados, ya que los datos que faltan no se produjo completamente al azar y esto puede haber dado lugar a errores de clasificación de la actividad física para los participantes en cuestión [44]. Por lo tanto, se imputaron estos valores perdidos utilizando la imputación individual. Las mujeres en Prospect (aproximadamente el 59% de nuestra población de estudio hembra) estaban participando en un ensayo de cribado, y esto podría estar asociado con comportamientos más saludables (dieta). Esto puede limitar la generalización de los resultados a las mujeres que exponen un comportamiento más saludable. Sin embargo, sigue siendo una parte importante de nuestra población de estudio (mujeres y hombres dentro de la cohorte MORGEN) reflejaba la población general holandesa. Más importante aún, el hecho de que las mujeres dentro de nuestro estudio pueden haber sido del todo un poco más sano no afecta a la validez interna de nuestro estudio. Las estimaciones de prevalencia de las características iniciales podrían haber sido más favorables, pero esto no causar sesgo en las asociaciones examinadas, como se demostró en un estudio anterior utilizando datos de la cohorte Morgen [45].
La posibilidad de confusión residual en el presente estudio no se puede descartar, aunque hemos sido capaces de controlar los factores importantes como el tabaquismo, nivel de educación, la actividad física y los indicadores antropométricos. Cuando se repitió el análisis principal de los no fumadores, las estimaciones no se han registrado cambios notables. Es posible que la medición de la dieta de línea de base se hizo cada vez irrelevante para el desarrollo de los cánceres que surgen más tarde después de la línea de base debido a los hábitos dietéticos alterados. Sin embargo, cuando se realizó un análisis por diferentes períodos de seguimiento, las asociaciones de cáncer en general fueron comparables para todos los períodos de seguimiento.
En conclusión, en este estudio de cohorte prospectivo basado en la población, una dieta saludable definida por directrices de la OMS no se asoció con un riesgo total de cáncer en hombres o mujeres. Los componentes del HDI pueden ser demasiado amplia para detectar una asociación con el cáncer. Futuros estudios que investigan la dieta y el riesgo de cáncer deben tener en cuenta otros componentes de estilo de vida, además de una dieta saludable.
Reconocimientos
Los autores agradecen al Registro Nacional de Cáncer y Estadística Países Bajos para los datos de seguimiento sobre el cáncer y el estado vital.