Extracto
Objetivo
Para investigar la asociación entre el colesterol sérico total (TSC) y la incidencia de cáncer en el síndrome metabólico y el proyecto del Cáncer (Me-Can).
métodos
Me-Can consta de siete cohortes de Noruega, Austria y Suecia, incluyendo 289,273 288,057 mujeres participantes seguidos prospectivamente la incidencia de cáncer (n = 38.978) con un seguimiento medio de 11,7 años y masculinos. Los modelos de regresión de Cox con la edad como el tiempo subyacente métrica fueron utilizados para estimar los coeficientes de riesgo (HR) y sus intervalos de confianza del 95% (IC) para los quintiles de los niveles de colesterol y por 1 mmol /l, ajustando por edad de la primera medición, el índice de masa corporal (IMC), y el hábito de fumar. Las estimaciones se corrigieron para dilución sesgo de regresión. analiza Además, se realizó un tiempo de retraso, con exclusión de los diferentes tiempos de seguimiento, con el fin de comprobar la causalidad inversa.
Resultados
En los hombres, en comparación con el 1er quintil, las concentraciones en el TSC 5º quintil estaban en el límite asoció significativamente con la disminución del riesgo de cáncer total (HR = 0,94; IC del 95%: 0,88 a 1,00). No se observaron asociaciones inversas significativas para los cánceres de las vías biliares del hígado /intrahepática (HR = 0,14; IC del 95%: 0,07, 0,29), cáncer de páncreas (RR de 0,52, 95%: 0,33, 0,81), no melanoma de piel ( HR = 0,67; IC del 95%: 0,46 a 0,95), y los cánceres de lymph- /tejido hematopoyético (HR = 0,68 IC del 95%: 0,54, 0,87). En las mujeres, las proporciones de riesgo para el quinto quintil se asociaron con una disminución del riesgo de cáncer totales (RR de 0,86, 95%: 0,79 a 0,93) y para el cáncer de la vesícula biliar (RR de 0,23, 95%: 0,08, 0,62), mama (HR = 0,70 IC del 95%: 0,61, 0,81), melanoma de la piel (HR = 0,61 IC del 95%: 0,42 a 0,88), y los cánceres de lymph- /tejido hematopoyético (HR = 0,61 IC del 95%: 0,44, 0,83).
Conclusión
TSC se asoció negativamente con el riesgo de cáncer en las mujeres en general y el riesgo de cáncer en varios sitios, tanto en hombres como en mujeres. En desfase analiza algunas asociaciones persistieron, lo que sugiere que para estos tipos de cáncer revertir la causalidad no se aplicaba
Visto:. Strohmaier S, M Edlinger, Manjer J, las poblaciones de T, T Bjørge, borena W, et al. (2013) Total de colesterol sérico y la incidencia de cáncer en el síndrome metabólico y el Proyecto del Cáncer (Me-Can). PLoS ONE 8 (1): e54242. doi: 10.1371 /journal.pone.0054242
Editor: Jung Eun Lee, de la Universidad de Sookmyung, República de Corea
Recibido: 3 Agosto 2012; Aceptado: December 10, 2012; Publicado: 23 Enero 2013
Derechos de Autor © 2013 Strohmaier 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 el World Cancer Research Fond Internacional (2007/09 y 2010/247 a PS); y la Universidad Médica de Innsbruck (MUI START). 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
Desde la década de 1980 varios estudios epidemiológicos han mostrado una asociación entre el aumento de colesterol sérico total (TSC) y los niveles de menor incidencia de cáncer en general o sitio-específica y la mortalidad [1] - [9], mientras que otros han encontrado un mayor riesgo de cáncer en personas con niveles altos de TSC [10] - [13], ninguna relación significativa [14] - [18], o una asociación en forma de u, que es a la vez niveles bajos y altos TSC se asociaron significativamente con el aumento de riesgo de cáncer [19] .
se ha sugerido que las asociaciones observadas inversos tienen que ser atribuido a un efecto de cáncer o enfermedad preclínica en los niveles de colesterol (es decir, la depresión metabólica o aumento de la utilización del colesterol durante la carcinogénesis [20]) en lugar de reflejar una verdadera relación causal. La hipótesis de la causalidad inversa es fuertemente apoyada por un estudio de la aleatorización mendeliana reciente [21] y por la observación de que las asociaciones inversas entre los niveles altos de colesterol y el riesgo de cáncer y la mortalidad debilitan o incluso desapareció cuando se excluyeron los primeros años de estudio de seguimiento [1], [9], [22]. Sin embargo, algunos estudios han encontrado asociaciones inversas con las demoras de 4 o incluso más años entre el nivel basal de colesterol y el diagnóstico del cáncer [7], [20], [23], por lo que la posibilidad de que puede haber un efecto directo de colesterol de baja sobre el cáncer todavía no se puede descartar por completo.
los estudios más recientes [24], [25] sobre el colesterol y la incidencia de cáncer, incluyendo en parte también los datos utilizados en este estudio [25], añade evidencia adicional para la hipótesis de la causalidad inversa de nuevo. Sin embargo, relativamente modesto tamaño de las muestras y las diferencias en las poblaciones de estudio, duración del seguimiento, criterios de valoración y procedimientos estadísticos pueden ser todos han contribuido a la falta de consistencia en los resultados de estudios previos.
La evaluación de los niveles de colesterol en una los resultados individuales de la ocasión en un error aleatorio debido a la variabilidad sustancial en el proceso de medición o la variabilidad biológica real, pero a corto plazo. Tal imprecisión en la medición de la exposición puede llevar a una subestimación [26] de la asociación resultado factor de riesgo a través del llamado sesgo de dilución de regresión. Los estudios prospectivos sobre los factores metabólicos y riesgo de enfermedad cardiovascular, que utiliza la medición repetida exposición a aplicar métodos para corregir el sesgo de dilución de regresión, presentan asociaciones más fuertes que los basados en la línea de base medido exposiciones individuales [27] - [29].
Motivado por la inconsistencia en la literatura y el fracaso para dar cuenta de la dilución de regresión, el objetivo de este estudio fue investigar la asociación entre el TSC y la incidencia global y específica del sitio del cáncer en una gran población de estudio que contiene siete cohortes europeas.
Materiales y Métodos
Población de estudio
El síndrome metabólico y el proyecto del cáncer (Me-Can) incluye datos de cohortes poblacionales de Noruega, Austria y Suecia, y tiene como objetivo investigar las asociaciones entre los factores metabólicos y riesgo de cáncer
.
Una descripción detallada del proyecto ha sido publicado previamente [30]. En 2006, los datos de siete cohortes existentes procedentes de Noruega (estudio de Oslo, el estudio de los condados noruegos, la cohorte de Noruega, Edad 40 del programa), Austria (Vorarlberg Salud Programa de Vigilancia y Prevención), y Suecia (Proyecto de Intervención Västerbotten, Malmö Proyecto Preventivo) eran agrupado. Los participantes en las cohortes habían sido sometidos a uno o más exámenes de salud entre 1972 y 2005, y la información sobre los factores de estilo de vida y socio-demográficos habían sido grabadas y los datos disponibles se han logrado en consecuencia. Para el presente estudio la información de la edad, peso, altura, nivel de TSC, y ser fumador de 289,273 hombres y 288,057 mujeres se utilizó.
Medidas
Las medidas antropométricas se realizaron de una manera similar en todos me-Can cohortes, con los participantes en el uso de ropa interior de luz y sin zapatos. En cuanto a los hábitos de fumar, se pidió a los participantes que rellenar un cuestionario excepto en VHM & amp; PP donde las cuestiones respectivas se les preguntó por el médico examinador y la información se introducen directamente en una base de datos. Los participantes fueron clasificados como nunca, primero, y los fumadores actuales.
El ayuno antes de tiempo se extrajo sangre varió entre los diferentes cohortes [30]. En las cohortes de Noruega, el ayuno no se requiere antes del examen, y el tiempo de ayuno se registró como menos de 1, 1-2, 2-4, 4-8, o más de 8 horas. tiempo de ayuno en el Proyecto de Intervención Västerbotten se registró como menor de 4, 4-8, o más de 8 horas, y desde 1992 en adelante, los participantes se les hizo ayunar durante al menos 8 horas antes del examen. En Proyecto Preventivo de Malmö y, después de los primeros 3 años, en el programa de Austria, se utilizó un mínimo de 8 horas de ayuno como el procedimiento estándar. Para el análisis, la información sobre el estado de ayuno se resumió en las categorías de menos de 4, 4-8, y más de 8 horas.
En el Oslo y los condados noruegos niveles séricos de colesterol total del estudio se midieron aplicando un método no enzimático, mientras que en todas las otras cohortes se utilizó un método enzimático. Las mediciones obtenidas por un método no enzimático se han transformado de acuerdo a 0,92 × (nivel de colesterol) - 0,03 y se presentan en mmol /l [30]
Identificación de casos y de seguimiento de cohortes
casos incidentes de cáncer fueron identificados a través de vínculos con los registros de cáncer nacionales de los respectivos países y se clasifican de acuerdo a la Clasificación Internacional de Enfermedades, séptima revisión. El seguimiento terminó en la fecha del primer diagnóstico de cáncer primario, la emigración, la muerte o el 31 de diciembre de 2003 (en Austria), 2005 (en Noruega) o 2006 (en Suecia), lo que ocurra primero.
Análisis estadístico
Cox análisis de regresión de riesgos proporcionales se aplica a hombres y mujeres por separado para investigar la asociación entre los niveles de TSC y la incidencia de cáncer de sitio específico. Los sujetos fueron seguidos hasta la fecha del primer diagnóstico de cáncer o fueron censurados como se ha descrito anteriormente. Al analizar un sitio específico del cáncer, este sitio era considerado como un evento mientras que todos los otros sitios fueron censurados. Las razones de riesgo (HR) y los intervalos de confianza del 95% respectivos (IC) se calcularon para los niveles de TSC en quintiles (con niveles de corte determinado por separado para cada sexo, cohorte, y la categoría tiempo de ayuno) y como una variable continua (horas por 1 mmol /l de incremento).
la edad se utiliza como subyacente el tiempo métrico y todas las estimaciones se estratificó por cohorte, el tiempo de ayuno, y las categorías de año de nacimiento (antes de 1929, 1930-1939, 1940-1949, 1950-1959 , 1960-1969, 1970 y posteriores). Además, todos los análisis incluyó ajuste para la edad al inicio del estudio (continuo), el índice de masa corporal (IMC categorías & lt; 22.5, 22.5- & lt; 25.0, 25.0- & lt; 27.5, 27.5- & lt; 30.0, 30.0- & lt; 32,5, ≥32.5 - kg /m2) y tabaquismo (categorías que nunca, primero, fumador actual). Se realizaron pruebas de tendencia lineal para los quintiles incluyendo TSC como una variable ordinal.
La hipótesis de proporcionalidad se comprobó la aplicación de una prueba basada en residuos de Schoenfeld. Para algunos tipos de cáncer no había una indicación de violación de la hipótesis de proporcionalidad por el IMC o el consumo de tabaco. Los modelos adicionales estratificados para la variable respectiva se ajustaron, sin embargo, las estimaciones de los coeficientes de riesgo para el CET no cambió notablemente. Para comprobar si la causalidad inversa, diversos análisis en tiempo de retraso se llevaron a cabo, dejando fuera el primer año, los primeros 5 años, y los primeros 10 años de seguimiento.
En el análisis principal se corrigieron los coeficientes de riesgo para los errores aleatorios en las mediciones de TSC utilizando un método que implica el cálculo de la relación de dilución de regresión (RDR), similar a la descrita por Wood et al. [31]. Además, los coeficientes de riesgo no corregidos se calculan y presentan en las tablas de suplemento. Cálculo de RDR se basó en los datos de sujetos para los cuales dos o más observaciones con el mismo tiempo de ayuno antes de que se dispusiera de medición; En total, los datos de 133,820 y 406,364 sujetos exámenes médicos estaban disponibles. En total, el tiempo medio entre la línea base y la medición repetida fue de 6,9 años (desviación estándar [DE] = 3,9). Lineales modelos de efectos mixtos, el tratamiento de las mediciones repetidas como la variable dependiente y las mediciones de referencia como la variable independiente y que incluye además la edad al inicio del estudio, el tiempo de ayuno, el tabaquismo, sexo, año de nacimiento, índice de masa corporal, y el tiempo desde la fecha del examen de referencia que fija y efectos cohorte como un efecto aleatorio, se ajustaron. RDR se estimaron como el coeficiente de regresión predicho en el punto de tiempo de seis años después de la medición de línea de base, es decir, en la mitad del tiempo de seguimiento. Los RDR obtenidos para TSC eran 0.644 en hombres y 0.660 en mujeres. La corrección de los cocientes de riesgos se logró mediante el cálculo de exp (ln (HR) /RDR).
Para evaluar si la prescripción de estatinas tuvo un efecto sobre la asociación entre TSC y la incidencia de cáncer, los análisis adicionales se realizaron con sólo las mediciones de referencia que se había obtenido antes de 1994. Este punto de tiempo fue seleccionado como el Estudio de simvastatina escandinava publicado en 1994 [32], fue considerado como el punto de partida para el aumento de manera constante después de prescripción de estatinas.
los análisis estadísticos se realizaron con Stata (versión 10 , StataCorp LP, College Station, Texas) y R (versión 2.7.2, que se utiliza para el cálculo de RDR). P a dos caras valores inferiores a 0,05 fueron considerados estadísticamente significativos.
Ética
El estudio fue aprobado por el Consejo de Revisión de Investigación de Umea, Suecia, el Comité Regional de Medicina y Salud Ética de la Investigación, Noruega y el sureste Ethikommission del Land Vorarlberg, Austria. Los participantes de Suecia y Austria siempre y consentimiento informado por escrito para participar en este estudio. En Noruega, los participantes fueron invitados a venir a la encuesta de salud y se envió un cuestionario junto con la invitación. Una asistencia al examen de salud donde los participantes entregaron su cuestionario rellenado, ha sido aceptada por la Inspección de Datos como un consentimiento informado, pero no un consentimiento por escrito. Se obtuvo consentimiento escrito de 1994.
Resultados
Características basales
En la Tabla 1 Características basales de la población de estudio se presentan por cohorte. La media de edad al inicio del estudio varió entre 40,3 47,5 (15,0) años en CONOR (SD = 7,0) años en la cohorte y NCS. IMC fue mayor en la cohorte de Oslo 26,6 (2,9) y la más baja en NCS y MPP. Se observó en la cohorte de Oslo con un 50,2%, la más baja del 40-y de cohortes con un 23,4%; la tasa más alta de personas que padecen hipercolesterolemia (6,2 mmol /l & gt TSC). La media de seguimiento varió de 26,0 (8,0) años en la cohorte de Oslo a 6,1 (2,4) años en CONOR.
TSC y el riesgo de cáncer de incidentes
Las razones de riesgo corregidos para la regresión sesgo de dilución para la incidencia total y específica del sitio del cáncer por quintiles y por unidad de incremento de TSC se presentan en la Tabla 2 y Tabla 3 para los hombres y mujeres, respectivamente. Además, las estimaciones corregidas se pueden encontrar en las Tablas S1 y S2 Tablas.
Entre los hombres, en comparación con el primer quintil, las concentraciones de TSC en el quinto quintil estaban en el límite asociaron significativamente con la disminución del riesgo de total del cáncer (HR = 0,94; IC del 95%: 0,88 a 1,00) y asociaciones inversas significativas se observaron para los cánceres de hígado /vías biliares intrahepáticas (HR = 0,14; IC del 95%: 0,07, 0,29), el cáncer de páncreas (HR = 0,52 , IC del 95%: 0,33, 0,81), no melanoma de piel (HR = 0,67; IC del 95%: 0,46 a 0,95), y los cánceres de la linfa /tejido hematopoyético (RR de 0,68, 95%: 0,54, 0,87) . . No se observaron asociaciones similares cuando incrementos de una unidad de TSC fueron considerados (Tabla 2)
En las mujeres, la razón de riesgo para el quinto quintil se asoció con la disminución del riesgo de cáncer total (HR = 0,86 IC del 95%: 0,79, 0,93) y además para el cáncer de la vesícula biliar (HR = CI 0,23, 95%: 0,08, 0,62), mama (RR de 0,70, 95%: 0,61, 0,81), melanoma de la piel (HR = 0,61, 95% IC: 0,42, 0,88) y los cánceres de lymph- /tejido hematopoyético (HR = 0,61 IC del 95%: 0,44, 0,83). Las razones de riesgo por cada unidad de incremento del TSC mostraron asociaciones inversas similares. Además, se observó una asociación significativa límite para los cánceres de otras partes del útero (HR = 0,91 IC del 95%: 0,84, 0,99).
Lag-Tiempo de análisis
Teniendo en cuenta los machos, que comparan la quinto al primer quintil en el tiempo de retraso análisis, después de dejar a cabo el primer año de asociaciones inversas significativas de seguimiento persistido durante los cánceres de las /los conductos biliares intra hepáticos (RR de 0,15, 95%: 0,08, 0,31) y el cáncer de páncreas (HR = 0,54 IC del 95%: 0,35, 0,85). Por otra parte, una asociación positiva marginal de cáncer de colon (HR = 1,30 IC del 95%: 1,01, 1,68) se observó. Dejando de lado los primeros cinco años de seguimiento, asociaciones inversas significativas fueron todavía se observan para los cánceres de las /los conductos biliares intra hepáticos (RR de 0,24, 95%: 0,11, 0,53), páncreas (RR de 0,48, 95%: 0,30, 0,78) y no melanoma de piel (HR = 0,63 IC del 95%: 0,42 a 0,94). Hubo una vez más una asociación positiva del TSC con cáncer de colon (HR = 1,46 IC del 95%: 1,10; 1,92). Cuando se excluyeron los primeros diez años de seguimiento, sólo las asociaciones con cáncer de páncreas (RR de 0,50, 95%: 0,29, 0,88) no melanoma de piel (RR de 0,56, 95%: 0,36, 0,89) y el colon cáncer (HR = 1,44 IC del 95%: 1,05, 1,98).
permaneció
En las mujeres, todas las asociaciones reportados comparan el quinto al primer quintil persistieron, cuando se excluyó el primer año de seguimiento (tasa global de cáncer HR = 0,90; IC del 95%: 0,83, 0,98; HR vesícula biliar = 0,25; IC del 95%: 0,09, 0,71; HR mama = 0,72; IC del 95%: 0,62, 0,83; melanoma de recursos humanos de la piel = 0,60; IC del 95%: 0,41 , 0,89; cánceres de HR tejido linfático /hematopoyético = 0,65 IC 95%: 0,47, 0,90). Cuando los primeros 5 años se quedaron fuera, asociaciones significativas con cáncer de mama (RR de 0,71, 95%: 0,60, 0,85) y el melanoma de la piel (RR de 0,54, 95%: 0,33, 0,87), siguieron siendo observados, que también persistido cuando se excluyeron los primeros diez años de seguimiento. (HR = 0,62 cáncer de mama, IC del 95%: 0,49, 0,80; melanoma de la piel HR = 0,46; IC del 95%: 0,21, 0,96)
Sub -analyses antes de 1994, el inicio de la medicación con estatinas
los resultados de los datos de colesterol subanálisis incluyendo antes de 1994 se presentan en las Tablas S3 y S4. Los resultados no mostraron diferencias sustanciales en comparación con los análisis principales con algunas excepciones, por ejemplo, la asociación inversa del TSC con el cáncer se convirtió en insignificante para el cáncer de páncreas y cáncer del tejido lymph- /hematopoyético.
Discusión
En el presente estudio de cohorte prospectivo, los niveles elevados de TSC se asociaron significativamente con una menor riesgo de incidencia de cáncer en general y con varios tipos de cáncer específicos de sitio en hombres y mujeres. Con la excepción del cáncer de colon masculina sólo encontramos ninguna o relaciones inversas entre TSC y el cáncer. relaciones inversas se encontraron resultados para los cánceres de hígado /conducto biliar intrahepático, páncreas, no melanoma de piel y tejido linfático /hematopoyético entre los hombres y de la vesícula biliar, mama, melanoma de la piel y de la linfa /tejido hematopoyético entre las mujeres. De estos, sólo las asociaciones de TSC con cáncer de colon, cáncer de páncreas, cáncer de mama y cáncer de piel siendo significativas en el análisis en tiempo de retraso. Restringiendo el análisis de las mediciones antes de 1994, el inicio de la medicación con estatinas, no reveló diferencias importantes con respecto a las asociaciones estimados.
En estudios previos, el "efecto del cáncer preclínico" hipótesis [20], ha recibido considerable atención como una explicación de algunas de las asociaciones inversas observadas. Es decir, la relación inversa entre los niveles bajos de TSC y el riesgo de cáncer podrían ser causados por cáncer en fases preclínicas, como neoplasia maligna se sabe que tienen un efecto fisiológico proteica, lo que podría incluir la depresión metabólica del colesterol en la sangre [33]. Pruebas adicionales para la causalidad inversa proviene de Trompet et al estudio de la aleatorización mendeliana [21] y una revisión de ensayos clínicos que investigan la relación de colesterol bajo y actividad de la enfermedad [34]. Además, se ha sugerido que las relaciones de colesterol cáncer inversos podrían explicarse por riesgos competitivos, es decir, que los pacientes que muestran altos niveles de TSC son más propensos a ser censurado debido a la mortalidad cardiovascular antes de que fueron diagnosticados con cáncer [20].
en cuanto a tipos de cáncer específicos del lugar, los informes sobre las asociaciones con cáncer de colon son controvertidos. Se han observado asociaciones positivas como negativas [35], [36]. Nuestros resultados indican solamente una modesta asociación positiva entre los hombres y la ausencia de una relación entre las mujeres.
En cuanto al cáncer de hígado, nuestros resultados están en línea con los resultados publicados anteriormente de la Me-puede estudiar la colaboración y otros estudios, donde la mayoría asociaciones negativas han informado de que disminuye con períodos de tiempo cada vez mayores lag [1], [3], [37], [38]. Parece que hay un consenso general de que, cuando la insuficiencia hepática se produce a causa de cáncer de hígado y enfermedad hepática crónica, la forma, la esterificación y la evacuación de colesterol están bloqueados, lo que provoca cambios en los niveles de colesterol [39].
En la vesícula biliar /cáncer del tracto biliar Andreotti et al [19] informaron de una asociación en forma de U, con bajos niveles, así como altos niveles de colesterol se vincula con exceso de riesgo de cáncer de las vías biliares. Esto no ha sido confirmado en nuestros datos; nuestros resultados no mostraron asociación significativa en los hombres y una clara asociación inversa en las mujeres.
La cantidad de literatura sobre el cáncer de páncreas y sus asociaciones con el colesterol es limitado. Dos estudios realizados no se encontraron asociaciones significativas [40], [41]. Nuestros resultados difieren entre hombres y mujeres con asociaciones inversas en los machos y las asociaciones no significativas en las mujeres [42]
.
Con respecto a los cánceres de tejido linfático /hematopoyético, se ha informado de células leucémicas sanguíneos estrechos y de los huesos de muestran una actividad de la lipoproteína de baja densidad de receptores elevado que fue inversamente asociada con los niveles de colesterol en plasma que podría explicar hypocholesteraemia a menudo en pacientes leucémicos [33]. Esta interpretación está en línea con nuestros datos, donde las asociaciones de cáncer de la sangre con CET desaparecieron en el análisis en tiempo de retraso.
La mayoría de las investigaciones sobre el cáncer de mama han no se informa asociaciones significativas con CET [20], [43], [44]. Sin embargo, nuestros datos muestran una clara asociación negativa (ver también [45]) que se mantuvo incluso cuando se excluyeron los primeros 10 años de seguimiento, lo que indica que la causalidad inversa no se aplica en este caso. Además, Fagherazzi et al [46] encontraron una disminución significativa del riesgo de cáncer de mama entre las mujeres que utilizan medicamentos reductores del colesterol. Por desgracia, no tenemos ningún dato referente a la prescripción de estatinas en el Me-puede proyectar para confirmar este hallazgo. Asociaciones de TSC con cáncer de mama fueron, sin embargo, de forma similar en el período pre-estatina antes de 1994 y en el periodo de observación total. Asociaciones de TSC con cáncer de piel si el debate sobre si se va el uso de estatinas afectan los resultados del cáncer de piel [47], [48], también fueron similares en los dos períodos.
Recientemente, varios autores reportaron asociaciones positivas entre niveles TSC y el cáncer de próstata agresivo [11] - [13], incluso cuando TSC no se asoció con el cáncer de próstata en general [11]. Por desgracia, no tenemos información sobre la clasificación del cáncer de próstata en nuestros datos, por lo que no podemos contribuir a esta discusión.
Los puntos fuertes de nuestro estudio incluyen el gran tamaño de muestra de más de 500.000 participantes de siete cohortes poblacionales europeos captura virtualmente completa de los casos de cáncer. También hemos sido capaces de corregir las estimaciones de riesgo de sesgo de dilución de regresión, causada por las fluctuaciones aleatorias en las mediciones de referencia comunes a los estudios prospectivos a largo plazo, lo que podría dar lugar a una subestimación del verdadero riesgo. Por otra parte, todos los análisis se ajustaron para posibles factores de confusión tales como el IMC y el consumo de tabaco y estratificados por año de nacimiento, de cohorte y el tiempo de ayuno antes de la medición.
Por otro lado, nuestro estudio está limitado por la falta de información de uso de la medicación anti-hipercolesterol, como las estatinas, los aspectos conductuales como los hábitos alimentarios, la actividad física y el consumo de alcohol, así como las variaciones genéticas que podrían haber influido en los niveles de colesterol y el cáncer. Por otra parte, no disponemos de datos separados en baja y alta densidad de colesterol de lipoproteínas subfracciones o información detallada sobre la estadificación del tumor
En resumen., Los niveles de TSC se asocia negativamente con el riesgo de cáncer en las mujeres en general y el riesgo de cáncer en varios sitios, tanto en hombres como en mujeres. Además, se encontró una relación positiva de cáncer de colon en los hombres. En el análisis en tiempo lag algunas asociaciones persistieron, lo que sugiere que a pesar de los riesgos competitivos y revertir la causalidad puede explicar las asociaciones inversas sobre todo, algún papel etiológico de esta fracción lipídica no se puede descartar.
Apoyo a la Información sobre Table S1 .
los coeficientes de riesgo no corregidos de la incidencia de cáncer de colesterol en quintiles (en comparación con el quintil más bajo) y por unidad de incremento en los hombres.
doi: 10.1371 /journal.pone.0054242.s001 gratis (DOCX)
Tabla S2.
los coeficientes de riesgo no corregidos de la incidencia de cáncer de colesterol en quintiles (en comparación con el quintil más bajo) y por unidad de incremento en las mujeres.
doi: 10.1371 /journal.pone.0054242.s002 gratis (DOCX) sobre Table S3.
proporciones no corregidos de riesgo de incidencia de cáncer de colesterol en quintiles (en comparación con el quintil más bajo) y por unidad de incremento en los hombres, incluyendo medidas antes de 1994.
doi: 10.1371 /journal.pone.0054242.s003 gratis ( DOCX) sobre Table S4.
proporciones no corregidos de riesgo de incidencia de cáncer de colesterol en quintiles (en comparación con el quintil más bajo) y por unidad de incremento en las mujeres, incluyendo medidas antes de 1994.
doi: 10.1371 /journal.pone.0054242.s004 gratis ( DOCX)
Reconocimientos
los autores gracias, en Noruega, el equipo de proyección en la antigua Nacional de Salud screening Servicio de Noruega, ahora el Instituto Noruego de Salud Pública, los servicios de CONOR, y el contribuyendo centros de investigación para la entrega de datos CONOR; Monitoreo en el Vorarlberg Programa de Salud y Prevención, Elmar Stimpfl, el gestor de bases de datos, Karin Parschalk en el registro del cáncer; en el Proyecto de Intervención Västerbotten, Åsa Ågren, el gestor de bases de proyecto en el Biobanco de Medicina, Universidad de Umeå, Suecia; y en el Proyecto Preventivo Malmö, Anders Dahlin, el gestor de base de datos.