Extracto
Antecedentes
estudios epidemiológicos previos han reportado resultados inconsistentes entre la paridad y el cáncer de páncreas (CP ) riesgo. Hasta donde sabemos, no se ha llevado a cabo una evaluación exhaustiva y cuantitativa de esta asociación.
Métodos
Se identificaron estudios publicados relevantes de la paridad y el PC utilizando MEDLINE (PubMed) y Web of Science bases de datos hasta noviembre de 2013. Dos autores (H-BG y LW) evaluaron la elegibilidad de forma independiente y extrajeron los datos. Once estudios de casos y controles prospectivo y 11 informaron las estimaciones del riesgo relativo (RR) y los intervalos de confianza del 95% (IC) de PC asociado con la paridad. modelos fijos y de efectos aleatorios se utilizaron para estimar el RR de resumen en función de la heterogeneidad de los efectos.
Resultados
El RR de resumen para PC comparando la más alta en comparación con la paridad más baja fue de 0,86 (95% IC: 0,73 a 1,02;
Q
= 50.49,
P Hotel & lt; 0,001,
I
2 = 58,4%). asociaciones inversas significativas también se observaron en los estudios que se ajustaron para el hábito de fumar (RR = 0,81; IC del 95%: 0,68 a 0,98), diabetes mellitus tipo 2 (RR = 0,83; IC del 95%: 0,75 a 0,93), y los que incluyeron todos los factores de confusión o factores de riesgo importantes (RR = 0,85; IC del 95%: 0,76 hasta 0,96). Además, en el análisis de dosis-respuesta, el RR de resumen para cada uno de nacidos vivos fue de 0,97 (IC del 95%: 0,94 a 1,01;
Q
= 62.83,
P Hotel & lt; 0,001,
I
2 = 69,8%), lo que también indica una frontera efecto estadísticamente significativa inversa de la paridad en el riesgo de PC. No hay evidencia de sesgo de publicación y la heterogeneidad significativa entre los subgrupos se detectaron mediante meta-análisis de regresión.
Conclusión
En resumen, estos resultados sugieren que el aumento de la paridad se asocia con un menor riesgo de PC. Futuro grandes consorcios o estudios combinados están garantizados para ajustar plenamente posibles factores de confusión para confirmar esta asociación
Visto:. Guan HB, Wu L, Wu QJ, Zhu J, Gong T (2014) Paridad y el riesgo de cáncer de páncreas: Una dosis-respuesta Meta-análisis de estudios epidemiológicos. PLoS ONE 9 (3): e92738. doi: 10.1371 /journal.pone.0092738
Editor: Francisco X. real, Centro Nacional de Investigaciones Oncológicas (CNIO), España |
Recibido: 31 de diciembre de 2013; Aceptado: February 24, 2014; Publicado: 21 Marzo 2014
Derechos de Autor © 2014 Guan 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
cáncer de páncreas (CP) es la cuarta causa principal. de muerte por cáncer en ambos sexos en los Estados Unidos [1], aunque la tasa de incidencia es de 30-50% mayor en hombres que en mujeres [2]. Sobre la base de los conocimientos actuales, la diferencia de tasa de incidencia entre los sexos no puede ser completamente atribuirse a factores de riesgo establecidos, incluyendo el tabaquismo, el sobrepeso y la obesidad, antecedentes de diabetes mellitus (DM), la historia de la pancreatitis, y el grupo sanguíneo no-O [2]. Dada la evidencia de
in vitro
y
in vivo
estudios [3] - [4], se ha planteado la hipótesis de que la hormona relacionada con la reproducción o factores relacionados con la exposición a los estrógenos pueden desempeñar un papel en la etiología de la PC.
Entre los factores reproductivos que han sido investigados, es menos probable que sean propensos a sesgos y errores de clasificación [5], pero los resultados de paridad (el número de nacidos vivos en la vida de una mujer), de los estudios epidemiológicos han sido contradictorios que podría atribuirse a un poder estadístico limitado o inadecuado ajuste por factores de confusión [6] - [32]. Aunque el comentario anterior se ha centrado en este tema [33], a nuestro conocimiento, no se ha llevado a cabo una evaluación exhaustiva y cuantitativa de la asociación entre la paridad y el riesgo de PC. Por lo tanto, llevamos a cabo un meta-análisis de dosis-respuesta en estudios epidemiológicos publicados hasta noviembre de 2013 para cuantificar la asociación entre la paridad y el PC.
Materiales y Métodos
Búsqueda bibliográfica
Hemos llevado a cabo una búsqueda exhaustiva de la literatura utilizando MEDLINE (PubMed) y web of Science desde el inicio base de datos hasta 12 de noviembre de 2013. La búsqueda se limitó a estudios publicados de los seres humanos mediante el uso de las siguientes palabras clave de búsqueda y términos las partidas Medical Subject: ( paridad o el embarazo o nacido vivo o de reproducción o de reproducción o factores reproductivos) Y (páncreas o páncreas) Y (cáncer o neoplasia o carcinoma o tumor). También se revisaron las referencias de todos los estudios incluidos para publicaciones adicionales. Seguimos PRISMA (Reporting Preferido Artículos para revisiones sistemáticas y meta-análisis) para la realización de informes y meta-análisis [34] - [36]
Criterios de Selección de los estudios
Los estudios publicados se incluyeron si. que 1) utilizan un caso-control o de estudio prospectivo; 2) evaluar la asociación entre la paridad y el riesgo de PC; y 3) presentado razón de riesgo (HR), odds ratio (OR), o el riesgo relativo (RR) con intervalos de confianza estimados del 95% (IC), los errores estándar (EE) o datos necesarios para el cálculo de éstas. Cuando hay varias publicaciones del mismo estudio estaban disponibles, se utilizó la publicación con el mayor número de casos y la información más aplicable. Después de excluir a 1045 y de 47 artículos basados en la detección de títulos o resúmenes, respectivamente, se identificaron 27 artículos potencialmente relevantes para su posterior revisión del texto completo (Figura 1) [6] - [32]. Un artículo fue excluido debido a informes duplicados de la misma población de estudio [29], se excluyeron los artículos 4, ya que no informaron datos utilizables o suficientes de estimación del riesgo [26], [28], [31] - [32]. Ya que menos del 5% de los pacientes con CP sobreviven más de 5 años después del diagnóstico, por lo que no excluyeron los estudios [9], [12], [16] - [17] informó de las estimaciones de riesgo entre la paridad y la mortalidad PC
datos abstracción
Para cada estudio elegible, dos investigadores (H-BG y LW) realizaron de forma independiente la evaluación de elegibilidad y la abstracción de datos. Los desacuerdos se discutieron y resolvieron por consenso o mediante la participación de un tercer revisor (Q-JW) para su adjudicación. Los datos extraídos de cada estudio fueron: lista de autores, año de publicación, región de estudio y diseño, estudio de tamaño de la muestra (número de casos y controles o tamaño de la cohorte), el rango de seguimiento para los estudios de cohortes, la exposición y la evaluación de resultados, incluyendo las categorías de paridad, específicas de estudios de las estimaciones ajustadas con sus IC del 95% para el frente bajo la paridad más alta, y los factores corresponden con o ajustados en el diseño o el análisis de datos. Si hay varias estimaciones de la asociación estaban disponibles, se extrajo el cálculo ajustado por la mayoría de las covariables.
El análisis estadístico
Los RR ajustados específicos del estudio se utilizaron como medida de asociación entre los estudios. Debido a que el riesgo absoluto de PC es baja, se asumió que las estimaciones de las RUP a partir de estudios de casos y controles y de riesgo, tasa o cocientes de riesgos de estudios prospectivos eran todas las estimaciones válidas de la RR y por lo tanto nos informan de todos los resultados que el RR para la simplicidad. Para los estudios que no utilizaron la categoría con la paridad más baja que la referencia [11], [19], [23], se utilizó el método de recuento de efectivo propuesto por Hamling et al [37] para volver a calcular los RR.
Para el análisis de dosis-respuesta, que calcula la paridad como una variable continua, se utilizó el método propuesto por Groenlandia y col. [38] para computar específicas de estudios de pistas (tendencias lineales) e IC 95% de los logaritmos naturales de los RR y los IC a través de categorías de paridad. Este método requiere que la distribución de los casos, personas-años de no casos y los RR con la estimación de la varianza para se conocen al menos tres categorías de exposición cuantitativos. Para los estudios que informaron el número de partos por cadenas que calcula el punto medio de cada categoría mediante el cálculo de la media de los extremos inferior y superior. Cuando la categoría más alta no tiene un límite superior que supone que la amplitud del intervalo de composición abierta era la misma que la del intervalo adyacente. Cuando la categoría más baja no tenía un límite inferior que establezca el límite inferior a cero. Los resultados de dosis-respuesta en los diagramas de bosque se presentan basado en incrementos de 1 de nacidos vivos para la paridad. Examinamos una posible relación dosis-respuesta no lineal entre la paridad y el PC utilizando modelos polinomiales fraccionados [39]. Se determinó el modelo fraccional de segundo orden que mejor se ajusta regresión polinómica como el que tiene el menor desviación. Se utilizó una prueba de razón de verosimilitud para evaluar la diferencia entre los modelos lineales y no lineales para la prueba de la no linealidad [40].
Se evaluó la heterogeneidad entre los estudios de RR utilizando la Cochrane
Q
estadística y
I
2 estadística [41]. Para el
Q
estadística, un
P
-valor inferior a 0,1 se consideraron representativos de la heterogeneidad estadísticamente significativa.
I
2 representa la proporción de la variación total aportado por la variación entre los estudios [41]. La estimación de resumen se basa en el modelo de efectos fijos [41] cuando se detectó heterogeneidad o el modelo de efectos aleatorios [42] cuando se detectó heterogeneidad significativa. En ambos métodos, el peso estudio fue la inversa de la varianza de RR de registro, que se estima a partir de la CI 95% de cada estudio. Análisis de subgrupos se realizó con base en el diseño del estudio (cohorte vs. estudios de casos y controles), el número de casos (≥200 (mediana) vs. & lt; 200), el tipo de controles para los estudios de casos y controles (frente basado en la población controles basados en el hospital), la ubicación geográfica (América del Norte, Europa o Asia). También se estratificó el meta-análisis de los factores de confusión potencialmente importantes (es decir, el índice de masa corporal (IMC), tabaquismo y DM tipo 2). La heterogeneidad entre los subgrupos se evaluó mediante meta-regresión. Un
P
-valor inferior a 0,05 para el meta-regresión se consideró representativa de la diferencia estadística significativa entre los subgrupos. Por último, se realizó un análisis de sensibilidad con exclusión de un estudio a la hora de explorar si los resultados fueron fuertemente influenciados por un estudio específico. Se evaluó
El sesgo de publicación a través de regresión lineal de Egger [43], los métodos de correlación de rangos de Begg [44 ] y los gráficos de embudo. Un
P
-valor inferior a 0,05 para Egger de o pruebas de Begg fue considerado representante del sesgo de publicación significativo estadístico. Los análisis estadísticos se realizaron con Stata (versión 11.2; StataCorp, College Station, TX).
P-valores
eran dos caras con un nivel de significación de 0,05
Resultados
Características del estudio
Características de los 22 artículos incluidos [6]. - [25], [27], [30] se muestran en la Tabla S1. Los artículos incluidos, que representan 8.247 casos y 3,498,673 no casos, se publicaron entre 1992 y 2013 y se componen de 11 estudios prospectivos (9 estudios de cohortes [7], [9], [12] - [13], [15] - [18], [20] y dos estudios anidados de casos y controles [6], [23]) y 11 estudios de casos y controles [8], [10] - [11], [14], [19], [21 ] - [22], [24] - [25], [27], [30]. De los 11 estudios prospectivos, cuatro se realizaron en los Estados Unidos [7], [15], [17], [20], y uno en Taiwán [9], Reino Unido [12], Noruega [13], Japón [16], Canadá [18], Suecia [23], y un grupo internacional que cubrió varios países [6]. tamaños de cohortes oscilaron entre 37.459 [15] a 1.292.462 [9], y el número de casos de PC variaron de 154 [16] para 1959 [17]. La paridad más alto en los estudios prospectivos varió de 3 [9] para más de 7 [17].
De los 11 estudios de casos y controles, tres se realizaron en los Estados Unidos [10], [19], [ ,,,0],27], dos cada uno en Italia [8], [25] y Canadá [21] - [22], y uno en Egipto [14], china [24], y un estudio que abarca varios países [11]. El número de casos incluidos en estos estudios varió de 56 [45] a 608 [46], y el número de sujetos de control varió de 52 [21] a 367 [11]. Los sujetos control fueron extraídas de la población general en 7 estudios [11], [19], [21] - [22], [24], [27], [30], los hospitales de 4 estudios [8], [10] , [14], [25], la más alta paridad en los estudios de casos y controles variaban de 3 [11] para más de 7 [14].
alta versus baja paridad
Once prospectivo [6] - [7], [9], [12] - [13], [15] - [18], [20], [23] y 11 estudios de casos y controles [8], [10] - [ ,,,0],11], [14], [19], [21] - [22], [24] - [25], [27], [30] investigaron la asociación entre la paridad y el riesgo de PC. El RR resumen de PC para obtener las tarifas más altas en comparación con las categorías de la paridad (IC del 95%: 0,73 a 1,02) 0,86, con una heterogeneidad significativa (
Q
= 50.49,
P Hotel & lt; 0,001 ,
I
2 = 58,4%) (Tabla 1 y Figura 2). No había ninguna indicación de sesgo de publicación con la prueba de Egger (
P Opiniones de sesgo = 0,652) o con el test de Begg (
P Opiniones de sesgo = 0,324) y la asimetría se observa en los gráficos de embudo cuando inspeccionados visualmente. En un análisis de sensibilidad, hemos eliminado secuencialmente un estudio a la vez y volvieron a analizar los datos. Los RR 22 del estudio específico de la paridad osciló entre un mínimo de 0,84 IC (95%: 0,71 a 0,98,
Q
= 42.53,
P = 0,002
,
I
2 = 53,0%) después de la omisión del estudio de Ji et al [24] y un máximo de 0,89 IC (95%: 0,76 a 1,05,
Q
= 45.98,
P
= 0,001,
I
2 = 56,5%) después de la omisión del estudio de Lucenteforte et al. . [8]
Los cuadrados indican los riesgos relativos específicos del estudio (tamaño del cuadrado refleja el peso estadístico específico del estudio); líneas horizontales indican IC del 95%; diamante indica la estimación del riesgo relativo resumen con su IC del 95%. IC: intervalo de confianza; RR: riesgo relativo
dosis-respuesta análisis
Nueve prospectivo [6] - [7], [9], [15] - [18], [. ,,,0],20], [23] y 11 estudios de casos y controles [8], [10] - [11], [14], [19], [21] - [22], [24] - [25], [27 ], [30] se incluyeron en el análisis de dosis-respuesta. El RR de resumen por cada nacido vivo (IC del 95%: 0,94 a 1,01) 0,97, con un peso significativo de heterogeneidad (
Q
= 62.83,
P Hotel & lt; 0,001,
2 = 69,8%) (Tabla 1). En un análisis de sensibilidad que excluyó un estudio a la vez, el RR de resumen para PC IC varió de 0,97 (95%: 0,94-0,99,
Q
= 58.98,
P Hotel & lt; 0,001,
I
2 = 69,5%) cuando el estudio de Ji et al [24] se excluyó a CI 0,98 (95%: 0,95 a 1,01,
Q
= 56.29,
P Hotel & lt; 0,001,
I
2 = 68,0%) cuando [9] fue excluido del estudio por Chang et al. Además, se estudió el efecto de la exclusión de los dos estudios no incluidos en el análisis de dosis-respuesta en el RR de resumen para alta vs. baja paridad. El RR de 0,83 (IC del 95%: 0,68 a 1,00,
Q
= 43.60,
P = 0,001
,
I
2 = 56,4%), que fue similar al análisis original, incluyendo todos los estudios. No hubo evidencia de una asociación lineal entre la paridad y el riesgo de PC,
P Opiniones de linealidad = 0,2409. Por otra parte, cuando hemos eliminado tres estudios [9], [16] - [17], que informó de las estimaciones de riesgo de mortalidad PC, los resultados (RR, 0,98; IC del 95%: 0,94 a 1,02,
Q =
49.60,
P
. & lt; 0,001,
I
2 = 67,7%) eran similares
análisis de subgrupos
En los análisis de subgrupos de alto en comparación con las categorías inferiores de la paridad y el riesgo de PC, casi todos los estratos mostraron asociaciones inversas, aunque no todos ellos mostraron significación estadística. No hubo evidencia de heterogeneidad significativa entre los subgrupos con análisis de regresión-meta (Tabla 1). En los análisis estratificados por el hecho de que el estudio incluyó ajuste para posibles factores de confusión específicos o factores de riesgo importantes, se observaron asociaciones inversas significativas en los estudios que ajustar el consumo de cigarrillos, DM tipo 2, o todos los posibles factores de confusión (Tabla 1). Además, se observó poca heterogeneidad en los estudios que ajustarse para estos factores de riesgo mencionados anteriormente. Patrones similares se observaron también en los análisis de la relación dosis-respuesta, pero los resultados mostraron significación estadística marginal (Tabla 1). Dado que la tasa de mortalidad de PC podría ser confundida por factores relacionados con la supervivencia, se excluyeron aún más las estimaciones de mortalidad por los estudios informaron las estimaciones de riesgo con la mortalidad PC [9], [12], [16] - [17], pero la estimación (RR = 0,89) fueron similares a la original, incluyendo el análisis de todos los estudios.
Discusión
para nuestro conocimiento, este es el primer meta-análisis que proporcionar los informes completos y cuantitativa de la asociación entre la paridad y PC riesgo. En este estudio, la paridad elevada se asoció con un límite de una disminución estadísticamente significativa del riesgo de PC a pesar de la disminución del riesgo de bajo peso para cada hijo nacido vivo adicional. Además, se observaron asociaciones inversas consistentes dentro de los análisis estratificados por si los estudios incluyeron ajuste por tabaquismo, DM tipo 2, o todos los factores de confusión o factores de riesgo importantes (Tabla 1).
A pesar de que la biológica exacta mecanismos por los cuales aumentaron la paridad puede disminuir el riesgo de PC no están bien establecidas, una hipótesis de que los estrógenos endógenos pueden ser protectores contra PC se ha propuesto sobre la base de in-vitro y estudios in vivo [3], [47]. Embarazo eleva los niveles de estrógeno en suero de aproximadamente 100 veces [48]. Las mujeres con alta paridad es probable que hayan tenido períodos más prolongados de exposición a altos niveles de estrógenos circulantes que se ha demostrado que inhibe el crecimiento de las lesiones pancreáticas preneoplásicas o carcinoma de páncreas trasplantado en modelos de roedores [49] - [50]. Además, los receptores de esteroides sexuales enzimas biosintéticas (por ejemplo, homogeneizado pancreático y de la aromatasa) y de la hormona esteroide se han detectado tanto en el tejido pancreático humano normal y neoplásico [51] - [54]. Por otro lado, la insulina circulante como factores de crecimiento (IGF), que han sido comunicados a aumentar el riesgo de PC a través de la promoción de la proliferación celular y la inhibición de la apoptosis [55], se ha observado que ser significativamente inferior en las mujeres con 4 nacimientos o más en comparación con mujeres nulíparas [56].
a pesar de que los resultados del meta-regresión no encontraron pruebas de heterogeneidad significativa entre los subgrupos por el diseño del estudio, la fuerza de la estimación de la asociación para los estudios prospectivos fue más débil que la de los estudios de casos y controles, aunque ambos mostraron asociaciones inversas con riesgo de PC (Tabla 1). Dado el muy corto tiempo medio de supervivencia de los casos de PC [57], el posible sesgo de supervivencia en los estudios de casos y controles podrían ser motivo de preocupación. Por otra parte, aunque la paridad es menos propenso a sesgos de memoria y errores de clasificación [5], los estudios prospectivos permitido a los investigadores para capturar la información de exposición sin los posibles sesgos introducidos mediante el uso de proxy-entrevistas. Por ejemplo, Duell et al [11] informaron de una asociación positiva con PC aunque el intervalo de confianza incluido 1. Además, debido a las muertes por PC pueden ser considerados como un indicador razonable de la incidencia de PC teniendo en cuenta sobre el tiempo de supervivencia a corto y rápidamente fatal característico de este tipo de cáncer [9], [57], este meta-análisis incluyó cuatro estudios prospectivos [9], [12], [16] - [17], que informó de las estimaciones de riesgo de mortalidad PC. Nuestros resultados fueron similares cuando se excluyeron estos cuatro estudios en un análisis de sensibilidad (datos no mostrados).
Cuando se combinaron los resultados estratificados en función de si los estudios incluyeron ajuste de confusión, se detectaron asociaciones inversas estadísticamente significativas en los estudios que ajustado por el tabaquismo, la diabetes mellitus tipo 2, y los que incluyó a todos los posibles factores de confusión. Varios factores de riesgo establecidos para PC, incluida la obesidad [58] - [59], el hábito de fumar [13], [23], y la DM tipo 2 [60] - [61] están asociados con la paridad y, por tanto, podrían confundir la asociación entre la paridad y el riesgo de PC. A pesar de meta-regresión no encontró ninguna diferencia significativa entre los estudios que recibieron o no ajustar por factores específicos, los resultados y la heterogeneidad fueron ligeramente diferentes. En comparación con la elevada heterogeneidad (
Q
= 65,1, P & lt; 0,001) que fue observada entre los estudios no ajustarse a la DM tipo 2, los resultados resumidos en estos estudios ajustados por factores de confusión antes mencionados tenían una baja heterogeneidad. patrón similar se observó también en los estudios ya sea ajustado para los tres factores de confusión (índice de masa corporal, tabaquismo y diabetes mellitus tipo 2) (Tabla 1). Sin embargo, teniendo en cuenta que sólo un tercio de los estudios ajustado para la DM tipo 2 y un cuarto ajustado para los tres factores de confusión, los estudios futuros necesitan ajustar cuidadosamente para estos posibles factores de confusión o un informe de análisis estratificados por estos factores de riesgo para estar en mejores condiciones para descartar la confusión residual .
Este estudio tiene varias fortalezas. A lo mejor de nuestro conocimiento, esta es la primera evaluación exhaustiva y cuantitativa de la paridad y el PC. fortalezas particulares de la presente metanálisis son que incluye un total de 8.247 casos y no casos 3,498,673 que debería haber proporcionado suficiente poder estadístico para detectar esta posible asociación. Otro punto fuerte es que hemos llevado a cabo una serie de subgrupos y análisis de sensibilidad para explorar las posibles fuentes de heterogeneidad
.
Las posibles limitaciones de este metanálisis deben ser tomados en consideración. En primer lugar, como un meta-análisis de estudios epidemiológicos, este estudio contiene las limitaciones inherentes al combinar los resultados de los estudios con diseños de los estudios heterogéneos. Los estudios de cohorte son menos susceptibles al sesgo (por ejemplo, el recuerdo y el sesgo de selección) que los estudios de casos y controles, ya que, debido al diseño prospectivo, información sobre las exposiciones se recoge antes del diagnóstico de la enfermedad. Además, teniendo en cuenta las posibles diferencias en la información de ajuste de confusión detallada a través del tiempo, que también llevó a cabo el análisis estratificado por año de publicación, pero los resultados se mantuvieron sin cambios (datos no mostrados). En segundo lugar, ya que no tenemos acceso a los datos primarios de los estudios incluidos en este meta-análisis, no podríamos realizar ajustes adicionales para covariables potencialmente importantes o asignar con precisión un valor de exposición a indefinidos categorías de paridad [62]. Sin embargo, esta es una limitación común en los estudios de las relaciones de dosis-respuesta en base a los datos agregados. Además, puesto que la calificación de la calidad en un meta-análisis de estudios observacionales es objeto de controversia, carece demostrado su validez, y los resultados no pueden estar asociados con la calidad [63], que no usamos la escala Newcastle-Ottawa [64] - [65] para evaluar la calidad metodológica de los estudios incluidos. En lugar de ello, hemos llevado a cabo numerosos análisis de subgrupos y de sensibilidad. En tercer lugar, la heterogeneidad significativa y posible sesgo de publicación deben ser considerados. Hubo heterogeneidad significativa para todos los estudios combinados en el análisis de alta vs. baja paridad, así como en el análisis de dosis-respuesta, lo que podría explicarse por muchos factores, principalmente las diferencias en el ajuste de confusión (Tabla 1). Además, el sesgo de publicación puede ser un problema en el meta-análisis de estudios publicados; Sin embargo, no se encontraron pruebas estadísticas de sesgo de publicación en este meta-análisis de regresión lineal de Egger y métodos de correlación de rangos de Begg, y no parecía haber asimetría en los gráficos de embudo mediante inspecciones visuales.
En conclusión, esta amplia meta-análisis proporciona evidencia de que el aumento de paridad se asoció con una ligera disminución del riesgo de PC. Aunque este riesgo relativo es de tamaño moderado, teniendo en cuenta los factores limitados establecidos de riesgo y la baja tasa de supervivencia, más grandes consorcios o estudios combinados, están garantizados para adaptarse totalmente a los posibles factores de confusión y se centran en los factores relacionados con los esteroides sexuales, que podrían desempeñar un papel en el desarrollo de tumores malignos de PC.
Apoyo a la Información sobre Table S1. .
Características de los estudios de la paridad y el riesgo de cáncer de páncreas
doi: 10.1371 /journal.pone.0092738.s001 gratis (DOC)
Lista de verificación S1.
PRISMA 2009 Lista de verificación
doi:. 10.1371 /journal.pone.0092738.s002 gratis (DOC)