Extracto

El consumo de tabaco, mascar betel quid y beber alcohol son factores de riesgo de cáncer oral. Los estudios de observación informan unánimemente que el riesgo de cáncer oral en sujetos expuestos fumar-beber-masticación es excepcionalmente alta. Sin embargo, ninguno de ellos evaluó las fracciones de este riesgo atribuible a los tres factores de riesgo individuales y para la interacción con el tabaco de mascar potable. El presente estudio trata de evaluar la magnitud del efecto de la interacción con el tabaco de mascar potable en el cáncer oral. Se realizó un meta-análisis de estudios del sudeste asiático de observación que informó los odds ratios de cáncer oral (SRO) estratificados para las exposiciones con el tabaco de mascar potable. Los OR agrupados se calcularon y se controlan los criterios de calidad, la heterogeneidad, el sesgo de publicación y de inclusión. El efecto de la interacción-masticar el tabaco potable se estimó mediante el exceso de riesgo relativo combinado debido a la interacción (ITCR, exceso de riesgo en individuos expuestos fumar-beber-masticación con respecto al riesgo esperado de la suma de los tres riesgos individuales de fumar, beber y la masticación). Se incluyeron catorce estudios con baja heterogeneidad entre los estudios. Los OR agrupados para fumar, beber, mascar, el tabaco de mascar potable, fueron respectivamente de 3,6 (95% intervalo de confianza IC 95%, 1,9-7,0), 2,2 (IC 95%, 1,6-3,0), 7,9 (95% CI , 6.7 a 9.3), 40.1 (IC del 95%, 35,1-45,8). El ITCR agrupado fue de 28,4 (IC 95%, 22,9-33,7). Entre los sujetos con el tabaco de mascar consumo de alcohol, los efectos individuales representaron el 6,7% (fumar), 3,1% (potable), 17,7% (masticación) del riesgo, mientras que el efecto de la interacción representó el 72,6% restante. Estos datos sugieren que 44.200 casos de cáncer oral en el sudeste asiático cada año se producen entre los sujetos expuestos fumar-beber-masticación y 40.400 de ellos están asociados exclusivamente con el efecto de interacción. políticas de control del cáncer oral eficaz debe tener en cuenta el consumo de tabaco concurrente, el consumo de alcohol, de betel quid de mascar usos como un estilo de vida poco saludable única

Visto:. Petti S, M Masood, Scully C (2013) la magnitud del consumo de tabaco-betel quid de mascar con el alcohol que bebe efecto de la interacción de cáncer oral en el sudeste de Asia. Un meta-análisis de estudios observacionales. PLoS ONE 8 (11): e78999. doi: 10.1371 /journal.pone.0078999

Editor: Xiaoping Miao, MOE clave Laboratorio de Medio Ambiente y Salud, Escuela de Salud Pública, Tongji Medical College, Universidad Huazhong de Ciencia y Tecnología, China

Recibido: 5 Agosto 2013; Aceptado: September 22, 2013; Publicado: 18 Noviembre 2013

Derechos de Autor © 2013 Petti et al. Este es un artículo de acceso abierto distribuido bajo los términos de la licencia Creative Commons Attribution License, que permite el uso ilimitado, distribución y reproducción en cualquier medio, siempre que el autor original y la fuente se acreditan

Financiación:. Los autores no tienen el apoyo o la financiación para reportar

Conflicto de intereses:.. los autores han declarado que no existen intereses en competencia

Introducción

En el sudeste de Asia, el cáncer oral es el segunda forma de cáncer más frecuente y la segunda causa más frecuente de muerte por cáncer entre los hombres. Un tercio de los casos mundiales y la mitad de las muertes por cáncer oral se producen en esta región [1]. Estas altas tasas de incidencia y mortalidad se deben a factores de riesgo del estilo de vida tales como fumar tabaco, mascar betel quid y beber alcohol [2] - [5], que son frecuentes en esta región, así como a factores genéticos e infecciosas [6] - [8]. El consumo de tabaco está muy extendido en el sudeste de Asia y tasa de fumadores masculinos se registra cerca del 50% en la mayoría de los países, pero la tasa real de fumar tabaco es probablemente más alto, debido al contrabando de cigarrillos y de diversas formas no registradas de las modalidades de consumo de tabaco, como bidi , kreteks, sulpa, chilum, hookli y pipas de agua, lo que puede dar cuenta de más de la mitad de la cantidad total de tabaco fumado [9], [10]. Nuez de betel quid /areca de mascar está muy extendida con la goma de tasas tan alta como 30-40% en los adultos. Hay una gran variedad de ingredientes y los patrones de consumo. Por ejemplo, la tuerca de areca se prepara como inmaduro verde, fermentado, hervido, endulzado, mientras que las hojas de betel y /o inflorescencia se pueden utilizar. Además, puede haber varios otros ingredientes, tales como el tabaco, especias, edulcorantes, cal y catechu [11], [12]. El consumo de alcohol también está muy extendido en el sudeste de Asia y las tasas de consumo de alcohol son más altas que las tasas reportadas por las estadísticas nacionales [13], debido a la producción de bebidas alcohólicas sin grabar, que incluye elaboración de cerveza casera, la producción ilícita, alcohol importado de manera ilegal y el contrabando. productos locales, tales como el arak, se reportan Toddy OOU, enojado Bangla se consumen regularmente por los adultos e incluso adolescentes, en su mayoría varones, y los tipos de bebidas para adultos que alcanzan el 50% [14], [15].

pacientes con cáncer bucal desde el sudeste de Asia están, por lo tanto, frecuentemente expuestos a uno o más de estos factores de riesgo del estilo de vida [16] y, como era de esperar, el riesgo de cáncer oral es extremadamente alta en quid fumar-beber-betel de mascar individuos, según lo observado por Notani en 1988, quien informó que en los individuos expuestos multi-riesgo de cáncer oral era cincuenta veces mayor que en individuos no expuestos [17]. Muchos estudios observacionales han confirmado esta primera observación (revisado por la IARC en [3], [18]).

El riesgo de cáncer oral en individuos expuestos a fumar, beber y mascar betel quid es a menudo mayor que la suma de los riesgos individuales de fumar, beber y mascar betel quid. Tal un riesgo adicional debido a la exposición simultánea se denomina la interacción o efecto conjunto. Un ejemplo de un efecto de interacción sobre el cáncer oral es la exposición simultánea a fumar y beber. Según un amplio estudio de casos y controles de Brasil, el primero que hizo un ajuste por factores de confusión y de interacción, tres cuartas partes del riesgo de cáncer oral en general en individuos con múltiples expuesta se debió a un efecto tan conjunta y sólo una cuarta parte se debió a la suma de los efectos independientes de fumar y beber [19]. Dos estudios multicéntricos, a saber, la Cabeza Internacional y cuello Cancer Epidemiology (inhance) y los cánceres relacionados con el alcohol y la susceptibilidad genética en Europa (ARCAGE) informaron que la interacción con el tabaco beber por sí era responsable del 40% de los casos de cáncer oral [20], [21]. Por último, un meta-análisis de estudios observacionales estima que el efecto de la interacción fue responsable de más de la mitad de los casos totales de cáncer oral [22].

El efecto de interacción hipotética de fumar, beber y mascar betel en el cáncer oral nunca se ha estimado, sin embargo. Por lo tanto, el objetivo de la presente meta-análisis de estudios observacionales era explorar y evaluar el efecto de la interacción del consumo de tabaco, consumo de alcohol y masticar betel quid sobre el riesgo de cáncer oral en los países del sudeste asiático, donde la exposición simultánea a estos factores de riesgo es generalizado.

Métodos

Una búsqueda en la literatura, limitada a la gama del año 1988 a 2013, fue hecha por los tres autores de forma independiente. Los términos coincidentes utilizados fueron: (1) El cáncer oral, cáncer de boca, cáncer de cabeza y cuello, cáncer del tracto aero-digestivo superior; (2) betel, areca, Masala de paan, gutkha, masticar *, mascar; (3) El alcohol, consumición, bebida *, bebida alcohólica, el etanol; (4) El tabaco, cigarrillos, bidis, humo, smok *, el fumar.

Las bases de datos utilizadas fueron Medline, a través de PubMed (C. S.) y Ovidio (M. M.) y Scopus (S. P.). . Otros estudios fueron localizados a partir de las listas de referencias de los estudios identificados y Google Académico

estudios de observación elegibles mostraron las siguientes características: (1) Los sujetos eran adultos de Asia Sudoriental. Los estudios sobre los inmigrantes de estos países a los países occidentales no se consideraron sin embargo, ya que los sujetos podrían haber cambiado su estilo de vida en su nuevo contexto; (2) pacientes de casos se vieron afectados por el carcinoma de células escamosas de la boca y /o la orofaringe (Clasificación Estadística Internacional de Enfermedades y Problemas Relacionados con la Salud, 10
ª versión, la CIE-10, los códigos C00-C06, C09, C10) confirmada clínica e histológicamente. Los estudios que no discriminan entre el cáncer oral /orofaríngea y el cáncer de las glándulas salivales, garganta, esófago y laringe no fueron considerados; (3) Control de los pacientes podrían verse afectados por enfermedades de control, pero no se vieron afectados por otras formas de cáncer o trastornos potencialmente malignas orales, tales como eritroplasia o leucoplasia. Los controles se podrían seleccionar cualquiera de los mismos hospitales donde se seleccionaron los casos o de las poblaciones de estudio subyacentes. Los estudios que utilizan controles basados ​​en la población extraídos de otros estudios no se consideraron, como podrían ser sometidos a un sesgo de información debido a los diferentes métodos utilizados para evaluar la exposición de los pacientes [23]; (4) Las exposiciones se evaluó a través de la historia /anamnesis /cuestionario en el momento del diagnóstico. sujetos expuestos eran usuarios diarios durante al menos cinco años cualquiera que sea el nivel de consumo. usuarios ocasionales, antiguos usuarios, o usuarios diarios expuestos durante menos de cinco años no se consideraron para el meta-análisis.

Esta búsqueda estudio proporcionó un gran número de estudios, pocos pertinente a los efectos del presente análisis. Por lo tanto, se hizo una lista preliminar de posibles estudios primarios sobre la base de la información obtenida de los títulos y resúmenes. Se obtuvieron los textos completos de los estudios restantes y los que tienen las características antes mencionadas que, además, siempre que el número de casos y controles estratificados para todos los diversos fumar-potable mascar betel categorías de exposición, fueron seleccionados. Estas categorías fueron, betel sujetos no masticar quid (no expuestas) de no fumadores /no beber /, para fumadores /no beber /betel sujetos no mascar (SM), no se permite fumar /beber /betel sujetos no mascar (DR), para no fumadores /no beber /betel de mascar sujetos (BQ), fumar /beber /betel no masticar los sujetos (SM /DR), para fumadores /no beber /betel de mascar sujetos (SM /BQ ), no se permite fumar /beber /betel sujetos mascar (DR /BQ), y fumar /beber /betel de mascar sujetos (SM /DR /BQ). autores de los estudios que cumplieron con los criterios de inclusión, pero no proporcionaron los números de casos y controles estratificados para todas las diversas categorías de exposición /SM /DR BQ correspondiente se pusieron en contacto a través de correo electrónico para obtener estos datos. Después de este proceso, la lista de los principales estudios para incluir en la presente meta-análisis se estableció a través de discusiones y aprobado por todos los autores.

Los datos fueron obtenidos por los tres revisores de forma independiente, se compararon los resultados y las diferencias reconciliarse a través de discusiones. Se evaluaron las relaciones orales de probabilidades de cáncer (OR) con intervalos de confianza del 95% (95% IC) para cada categoría de exposición.

calidad primario del estudio fue calificado por los tres revisores sobre la base del diseño del estudio (por ejemplo, adecuación, la coherencia de los diagnósticos, etc.), dando puntuación de 1,0 a estudios de alta calidad, de 0,5 a estudios de calidad moderada, 0,25 para los estudios de baja calidad. Debe anticiparse que se les dio la puntuación de 0,5, por lo tanto, este nivel de calidad no se aplicó porque no cambió las estimaciones de riesgos compartidas [24].

Las exposiciones fueron tratados de forma dicotómica todos los estudios utilizados para el presente análisis, es decir, cada vez (de rutina) el uso vs nunca, excluyendo el uso ocasional y ex. Tal categorización de exposición aumenta la fiabilidad de las estimaciones de riesgos compartidas, aunque no dio su consentimiento para hacer distinción alguna entre las diversas formas de exposición, tales como tipo de producto, el patrón de consumo, etc. [25], [26].

el sesgo de publicación se exploró para cada categoría de exposición por separado porque se suponía que el grado de esta forma de sesgo podría ser diferente entre las diferentes categorías SM /DR /exposición BQ. De hecho, algunas de estas categorías incluyen unos pocos sujetos y, en consecuencia, RUP cáncer oral en estas categorías son menos fiables que las estimaciones de riesgo en las categorías de exposición restantes. Una investigación preliminar visual se ha realizado utilizando los gráficos de embudo, con las ln (O) en el
x
eje x y precisión, es decir, 1 /[ln error estándar (O)] en el
y
eje x. Una parcela asimétrica fue sugestivo de alto nivel de sesgo de publicación. la corrección formal del sesgo de publicación ha sido incluida en el conjunto de los estudios primarios uno o más estudios que faltan, que se identificaron utilizando el
0 método R. El gráfico en embudo se elaboró ​​después de la inclusión de los estudios que faltan y se compara con la trama dibujado sin la falta de estudios para ver si se ha mejorado la simetría [27] - [29].

Se estimaron los OR agrupados cáncer oral (ROP) para cada categoría de exposición. El método utilizado para la evaluación fue elegido sobre la base del nivel de heterogeneidad entre los estudios. La heterogeneidad se evaluó con la Q de Cochran, un χ
2 test con grados de libertad (k-1), donde k es el número de estudios primarios. Para Q≤ (k-1) el nivel de heterogeneidad fue lo suficientemente baja y se utilizó el método de efectos fijos, con la inversa de la varianza de ln (OR) como el peso estudio. Para Q & gt; (k-1) el nivel de heterogeneidad fue alta y requiere el uso del método de efectos aleatorios más conservador [24]

de sensibilidad se realizó análisis para estudiar la inclusión [30] para investigar si la. O agruparon las estimaciones fueron excesivamente influenciados por un solo estudio. Para cada categoría de exposición, la contribución de cada estudio para el peso total se midió como un porcentaje del peso total. Los estudios que rindieron pesos ≥20% eran propensos a ejercer una gran influencia en las estimaciones de riesgos compartidas y por lo tanto se excluyeron a su vez. El POR fue re-estima y se compara con el total POR. Si los IC del 95% de los dos Pors no se superponían, la estimación del riesgo combinado para que la categoría de exposición fue considerada como no lo suficientemente robusta [24].

El objetivo fundamental de la presente meta-análisis fue investigar la SM /DR /BQ efecto de interacción sobre el cáncer oral. Por lo tanto, si el POR en esta categoría de multi-exposición era más grande que la suma de los pors de SM, DR, BQ, la interacción en una escala aditiva, también conocido como desviación de aditividad, estaba presente. La interacción en una escala multiplicativo, o la salida de multiplicatividad, podría ocurrir si el SM /DR /BQ POR era más grande que el ROP para SM, DR y BQ multiplica por sí. Salida de aditividad no excluye salida de multiplicatividad, salida de multiplicatividad incluye salida de aditividad, la falta de salida de multiplicatividad no se opone a la salida de aditividad [31]. Por lo tanto, con el fin de determinar si un efecto de interacción de cualquier tipo estaba presente, se evaluó el aditivo escala.

La evaluación del efecto de la interacción utilizando las estimaciones de riesgo, tales como O o riesgo relativo (RR), es basado en el concepto de exceso de riesgo relativo (RER), que es el exceso de riesgo en individuos expuestos a un factor de riesgo dado con respecto al riesgo en individuos no expuestos (por lo tanto, RER
no expuesta = 0), con la fórmula: por lo tanto, en el caso de aditividad exacta y no hay interacción: O, sustituyendo (O - 1) al RER: y luego, si no había salida de efecto de aditividad y la interacción, el TCR
SM /DR /BQ era mayor que la suma de la de los RPR individuales [32]: y entonces, recordando "RER = O - 1", la diferencia entre los dos lados de la ecuación se conoce como exceso de riesgo relativo debido a la interacción (ITCR) y se puede interpretar como el exceso de riesgo en SM /DR /BQ expuestos los individuos en relación con el riesgo de que se espera de la suma de los tres riesgos individuales. La fórmula ITCR es, por tanto: Así, si ITCR
SM /DR /BQ = 0 no había aditividad exacta y no hay interacción, si ITCR
SM /DR /BQ & gt; 0, no hubo interacción

Aunque ITCR no es la única manera de estimar la magnitud del efecto de interacción (hay otras medidas, como la proporción atribuible debido a -API interacción, y el Índice de Sinergia -S), que fue elegido, ya que se consideró el método más inteligible y fiable. De hecho, el uso de proporciones atribuibles en modelos multifactoriales, a menudo conduce a una suma de proporciones superiores a 100%, lo cual puede sonar sorprendente y difícil de interpretar para los lectores que no son expertos en epidemiología [33], mientras que S es generalmente estadísticamente más inestable que ITCR y API, cuando se calcula utilizando RUP en lugar de RR [34].

Un problema importante con el ITCR y otras medidas formales de interacción es la evaluación del intervalo de confianza. Siempre que ITCR & gt; 0 existe evidencia de interacción en la muestra bajo investigación, por lo tanto, la evaluación de IC innecesario, pero si el análisis trata de hacer una estimación ITCR que podría extenderse fuera de los confines del estudio, la evaluación IC del 95% se convierte en obligatoria. Hay varias posibilidades para el cálculo de IC del 95% [35], el método con el mejor rendimiento en los estudios de simulación, que no requiere logística -y el análisis de regresión es, por tanto, aplicable a los meta-análisis, se basa en dos por cuatro mesas para dos factores de riesgo [36], y, por extensión, las tablas de dos por cinco para tres factores de riesgo. Los aspectos positivos de esta fórmula para calcular el IC del 95% del ITCR
SM /DR /BQ son que es computable el uso de calculadoras de mano y, muy importante, que da cuenta de las correlaciones por pares entre RUP. De hecho, O
SM /DR /BQ se correlaciona necesariamente con O
SM, O
DR, O
BQ y estas RUP son necesariamente intercorrelacionadas, por lo tanto, la evaluación del CI sin tener en cuenta estas correlaciones se obtienen estimaciones de CI inflados y, a menudo poco fiables. Los coeficientes de correlación se calcularon a través de las varianzas de la ln (POR) s y el número de casos no expuestos y los controles no expuestos, obtenidos a partir de la suma de estas cifras reportadas en los estudios primarios. La fórmula con tres variables de riesgo utilizados para el presente análisis se deriva de la fórmula original con dos variables reportadas por Zou [36]. Utilizando el mismo método, ITCR
SM /DR, ITCR
SM /BQ y ITCR
se estima DR /BQ, para evaluar los efectos de la interacción de los factores de riesgo investigados en la SM /DR, SM /BQ y categorías DR /BQ.

el análisis de subgrupos se planificó y se consideran un tipo de análisis de sensibilidad. Las diferencias entre los estudios según la edad, sexo y país, como marcador sustituto de la etnicidad, se evaluaron de manera informal, ya que los autores generalmente se adoptan diferentes criterios de distribución (por ejemplo, medios, distribuciones de frecuencia, etc.). Si evidentes diferencias entre los estudios surgieron, se realizó un análisis de subgrupos: los estudios fueron estratificados según la edad, sexo o país y ITCR
SM /DR /BQ en los distintos subgrupos se evaluaron y compararon. Las covariables utilizadas por cada estudio primario para ajustar el O estimaciones también se enumeran y, en el caso de que los estudios eran en gran parte diferente de acuerdo a su cantidad y tipo, se realizó un análisis de subgrupos y se estratificaron los estudios de número /tipo de covariables utilizadas.

la proporción de casos de cáncer oral que se producen anualmente en el sudeste asiático exclusivamente debido a la interacción SM /DR /BQ se estima aproximadamente. La fórmula para la evaluación de la Fracción riesgo atribuible poblacional (PAF), es decir, se utilizó. La prevalencia de SM /DR /BQ expuesto individuos de la población adulta en general se estimó como la media ponderada de los datos sobre la exposición de la literatura utilizando el inverso de la varianza como el peso. El porcentaje total de casos que se produjeron entre SM /DR /BQ expuesto sujetos se evaluó preliminarmente la sustitución de "RR - 1" con "O
SM /DR /BQ - 1". La proporción de casos atribuidos exclusivamente a la interacción SM /DR /BQ se evaluó la sustitución de "RR - 1" con ITCR
SM /DR /BQ

El software Statview estadística 5.0.1 (SAS Institute. Inc., Carolina del Norte, EE.UU.) se utilizó para el análisis estadístico. El nivel de significación se fijó en 95%.

Este documento sigue las directrices de presentación de informes de los alces por meta-análisis de estudios observacionales [37].

Resultados

El ochenta y cuatro los estudios se consideraron potencialmente elegibles para su inclusión, sobre la base de títulos y resúmenes. Cuarenta y siete de ellos fueron excluidos debido a continuación la definición de caso no estaba comprendida en los actuales criterios de inclusión o la exposición a fumar, beber y masticar betel quid no fueron evaluados. De los estudios restantes, veintidós fueron excluidos: en dieciocho de ellas, que se centró en los factores genéticos, se utilizaron las variables de estilo de vida para o ajustes, mientras que en otros cuatro estudios de datos estratificados no se informaron los autores correspondientes y no les habían proporcionado. Por lo tanto, catorce estudios se mantuvieron y se utilizaron para el meta-análisis (diagrama de flujo en el Apéndice S1, lista de la Tabla 1) [38] - [51]. Las RUP para todas las categorías de exposición se evaluaron utilizando los datos en bruto y se muestran en el Apéndice S2. El valor estimado de las RUP cáncer oral en la categoría SM /DR /BQ oscilaron entre 4,6 (Estudio 10) y 80.4 (estudio 2) y fueron los más altos entre todas las diversas categorías de exposición, con exclusión de estudio 5, en donde O
SM /BQ fue ligeramente superior (48,6 O
SM /DR /BQ vs. 48,8 O
SM /BQ).

se han realizado siete estudios primarios en la India y otros siete en Taiwán (Tabla 1), esta distribución equilibrada sugirió que el análisis de subgrupos estratificados por país, marcador sustituto de la etnicidad, era obligatorio. Las edades oscilaban de media entre 42 (estudio 4) a 59 años (estudios 10 y 12). Los machos estaban siempre en gran medida predominante, que varía entre casi 60% (estudio 10) y 100% (estudios de 1, 3, 5, 6, 8, 11, 14). Estas distribuciones de edad y sexo similares sugieren que la edad /subgrupos basados ​​en análisis de género eran innecesarios. análisis de subgrupos basados ​​en la covarianza también era innecesaria, ya que algunos estudios primarios no informaron las covariables utilizadas para ajustar las RUP (estudios de 1, 3, 6, 8), mientras que para los estudios restantes se utilizaron las RUP crudo.

Algunas categorías de exposición, tales como SM y SM /BQ, mostraron gráficos de embudo simétricas y sugirieron que el nivel de sesgo de publicación fue baja (Apéndice S3). Por el contrario, los gráficos de embudo para otras categorías, tales como BQ y SM /DR /BQ, eran claramente asimétrica. De acuerdo con el R
0 método, el BQ, SM /BQ y SM /DR /BQ categorías requiere un ajuste. Más específicamente, hubo dos estudios que faltan, las contrapartes de los estudios 5 y 9, para la categoría BQ; dos estudios que faltan, homólogos de los estudios 4 y 7, para la categoría SM /BQ; tres estudios que faltan, las contrapartes de los estudios 4, 10, 14, para la categoría SM /DR /BQ (no de datos de la Tabla). Los gráficos de embudo resultantes, completado con los estudios que faltan, eran simétricos (Apéndice S3).

Los valores Q de Cochran fueron bajas en todas las categorías de exposición, con exclusión de SM (apéndice S4), que, por lo tanto, era la única categoría con alto nivel de heterogeneidad entre los estudios que requiere el método de efectos aleatorios para estimar el ROP. En las restantes categorías de exposición se utilizó el método de efectos fijos. El ROP cáncer oral individuales fueron de 3,6 (IC 95%, 1,9-7,0), 2,2 (IC 95%, 1,6-3,0) y 7,9 (IC 95%, 6.7 a 9.3) para SM, DR y BQ, respectivamente (Tabla 2) . El POR
DR /BQ y POR
SM /BQ fueron más altos que el POR
SM /DR. El POR
SM /DR /BQ era considerablemente más alta que las otras estimaciones de riesgo (POR, 40,1; IC del 95%, 35,1-45,8).

El análisis de los pesos estudio reveló que había uno o dos estudios para cada categoría de exposición que tienen pesos relativa superiores al 20%, excluida la categoría SM, donde todos los pesos relativos fueron inferiores al 10%, debido al método de efectos aleatorios (apéndice S5). El análisis de sensibilidad, excluyendo a cabo estos estudios, produjo POR estima que se superponía parcialmente el ROP estimados sin exclusión estudio y, por lo tanto, corrobora la robustez de las estimaciones de riesgo (Apéndice S6).

El combinado ITCR
SM /DR /BQ fue 28,4 (IC del 95%, 22,9-33,7) y era considerablemente más alto que el combinado ITCR
SM /DR, ITCR
BR /BQ y ITCR
SM /BQ que no fueron significativos o marginalmente significativa (Tabla 3). La Figura 1 muestra los componentes del exceso de riesgo relativo (TCR) en la categoría de exposición SM /DR /BQ. RER para los sujetos no expuestos, el grupo de referencia, fue cero. Los efectos individuales de SM, DR y BQ representaron el 6.7%, 3.1% y 17.7% del total de RER
SM /DR /BQ, respectivamente. El /efecto conjunto BQ SM agrupado /DR, es decir, el ITCR agrupado
SM /DR /BQ, representó el 72,6% del RER
SM /DR /BQ, casi tres cuartas partes del exceso de riesgo en este multi -Exposición categoría.

En los sujetos no expuestos no había RER (RER
no expuestos = 0), ya que estos sujetos fueron el grupo de referencia. RER
SM (en negro) representó el 6,7% del RER
SM /DR /BQ. RER
DR (en gris claro) representó el 3,1% del RER
SM /DR /BQ. RER
BQ (en blanco) representó el 17,7% del RER
SM /DR /BQ. El efecto de la interacción SM /DR /BQ, es decir, el exceso de riesgo relativo debido a la interacción (ITCR) entre SM, DR y BQ (ITCR
SM /DR /BQ, en gris oscuro) representó el 72,6% del RER
SM /DR /BQ.

el análisis de subgrupos con el conjunto principal del estudio estratificado en estudios de la India y Taiwán se muestra en la Tabla 4. el cáncer oral combinado o estimaciones fueron mayores en el los estudios taiwaneses que en los estudios de la India en las tres categorías de exposición de BQ, SM /BQ y DR /BQ. Sin embargo, el POR
SM /DR /BQ fue similar en ambos grupos de estudio (estudios de la India, POR 46,1; IC del 95%, 38,1-55,7; estudios taiwaneses, POR 55,1; IC del 95%, 37,0-82,3). Estos datos proporcionan ITCR
estimaciones SM /DR /BQ de 38.1 y 36.4 para los estudios de la India y Taiwán, respectivamente, corroborando así la fiabilidad de las estimaciones de este meta-análisis. El SM combinado estimado /DR /BQ efectos de interacción representaron el 84,6% y el 67,3% de la RER
SM /DR /BQ en la India y Taiwán, respectivamente.

Las estimaciones de la prevalencia de SM /DR /BQ expuesto individuos en el sudeste de Asia reportados por los datos de la literatura más recientes fueron 6,59% (IC del 95%, 5,85-7,33%) [52] y el 9,00% (IC del 95%, 8,16-9,84%) [53]. La media ponderada resultante fue de 7,64%. Por lo tanto, la proporción de casos de cáncer oral que se producen anualmente en el sudeste de Asia y son atribuibles a la exposición simultánea /DR /BQ SM es 74.92%. La proporción atribuible exclusivamente a la interacción SM /DR /BQ era 68.42% (datos no en el cuadro).

Discusión

Este estudio trató de evitar el sesgo de publicación, tan frecuentes en los metanálisis de estudios de observación y típico de los papeles que no encuentran asociaciones significativas entre los factores de riesgo y los resultados [24]. Para lograr esto, se utilizaron dos métodos para controlar el sesgo de publicación y para detectar los estudios potencialmente perdidos. El hecho de que BQ, SM /BQ y SM /DR /BQ dieron lugar a las tres categorías de exposición con un alto grado de sesgo de publicación apoyó la adecuación de este protocolo. De hecho, estas exposiciones son los que más se observa típicamente en el sudeste de Asia. En Taiwán, por ejemplo, el 17% de adultos masticar betel, el 14% fuma cigarrillos y masticar betel y el 9% fuman cigarrillos, masticar betel y beber bebidas alcohólicas [53]. Es probable que cualquier documento que no encontró una asociación significativa entre estos comportamientos típicos y cáncer oral nunca fueron publicados o, en caso de que se publicaron, asociaciones no significativas no se consideraron interesante y no se muestran.

La presente meta-análisis fue potencialmente sujetos sin embargo, a las formas de sesgo frecuente en los estudios de casos y controles, es decir, la información, la memoria, el entrevistador y el sesgo de selección. El sesgo de información es típico en los estudios que evalúan las exposiciones de la historia. De hecho, los grandes consumidores pueden sub-reportar su nivel de exposición, mientras que otras personas pueden cambiar su estilo de vida en el curso de su vida, aumentando el nivel de consumo de manera progresiva, a partir consumos conjuntas, o el cambio de los tipos de productos utilizados, o la frecuencia de consumo y la modalidad etc. [23]. Por lo tanto, la información relativa a la exposición es muy poco fiable cuando se clasifican cuantitativamente de acuerdo con la frecuencia de consumo y años de uso, o cualitativamente según el tipo de productos que se utilizan [54] - [56]. Con el fin de tratar de controlar el sesgo de información, las exposiciones a SM, DR, por lo tanto, BQ se clasifica en categorías generales, a saber, alguna vez (de rutina) vs. Nunca uso, excluyendo el uso anterior y de vez en cuando. Esta elección proporciona información menos específica pero más fiable, pero se prefiere la alternativa de proporcionar más analítico, pero la información menos consistente: enfoque prefiere generalmente por los expertos en la epidemiología de los factores de riesgo del estilo de vida [26], [57]. El sesgo de memoria puede tener un impacto negativo en los estudios de casos y controles, debido a las diferencias sistemáticas entre los casos y controles en las exposiciones de información, debido a que algunos pacientes de cáncer oral pueden haber reflexionado sobre el estilo de vida que podrían haber causado su condición, por lo que el exceso de informar de sus exposiciones [23 ], pero esta suposición no está justificada en el contexto actual, debido a que la mayoría de la población masculina adulta tiene un bajo nivel de conciencia hacia los factores de riesgo del cáncer orales de comportamiento [58] - [60]. Con el fin de controlar el sesgo de selección, un requisito previo para la elegibilidad de los estudios primarios fue que los autores habían seleccionado los controles basados ​​en la población (como en los estudios 5 y 10), o controles basados ​​en el hospital con sujetos que no fueron afectados por las lesiones precancerosas orales, otras enfermedades promovidas por los factores de riesgo bajo investigación, u otros tipos de cáncer (como en los estudios restantes incluidos) [23].

Otra limitación potencial de este meta-análisis es que diferentes estudios pueden haber contabilizado diferentes conjuntos de covariables, con lo que los diferentes o estimaciones incomparable. la etiología del cáncer oral es multifactorial y muchos de comportamiento, factores genéticos, ambientales, coinciden en su desarrollo y la progresión [61], [62] y puede incluso ser factores desconocidos. Por lo tanto, un meta-análisis de estudios observacionales que representa todas las posibles covariables es probablemente inviable. El análisis de subgrupos fue diseñado para dar cuenta de las diferencias entre los estudios con respecto a la edad /sexo distribución, origen étnico y covariables utilizadas en el análisis multivariante. Sin embargo, este tipo de análisis se limita a la única etnia y los agrupados SM-DR-BQ efectos conjuntos de estudios de la India y en los estudios taiwaneses eran casi totalmente de solapamiento (Tabla 4). Además, el análisis de la heterogeneidad entre los estudios mostraron que los estudios primarios resultaron homogéneos (apéndice S4), una situación poco común en los metanálisis de estudios observacionales [24], probablemente debido a que los estudios se realizaron en la misma zona. Una consecuencia importante de esto es que, en muestras homogéneas, lo oculto, no investigados y factores desconocidos se consideran parte del entorno de fondo, que se supone para ser distribuidos de manera uniforme y se puede despreciar [23], [32].
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