grande de Control Case-
Extracto
El consumo de alcohol y el consumo de tabaco se supone que tienen efectos independientes y conjuntas significativas en el cáncer oral (OC) de desarrollo. Esta suposición se basa en informes coherentes de los estudios observacionales, que, sin embargo, sobrestimado los efectos independientes de fumar y beber, porque no tomaron en cuenta el efecto de interacción en el análisis multivariable. Este estudio de casos y controles trató de investigar la independiente y los efectos conjuntos de fumar y beber en OC en una muestra homogénea de los adultos. casos de pacientes (N = 1.144) fueron afectados por el carcinoma oral de células escamosas /orofaríngeo invasivo confirmado histológicamente, diagnosticados entre 1998 y 2008 en cuatro hospitales de Sao Paulo (Brasil). Control de los pacientes (n = 1.661) no se vieron afectados por la potable, enfermedades asociadas al tabaquismo, cánceres, enfermedades del tracto aero-digestivo superior. Acumulativos de tabaco y alcohol consumos fueron evaluados como antecedentes. Los pacientes se clasificaron en nunca jamás /usuarios y nunca /nivel 1 /nivel 2 los usuarios, de acuerdo con el nivel de consumo medio en los controles. Los efectos de fumar y beber en OC ajustados por edad, sexo, nivel de educación fueron evaluados mediante análisis de regresión logística; Modelo-1 no tuvo en cuenta la interacción con el tabaco potable; Modelo-2 representaba esta interacción e incluyó los términos de interacción resultantes. Los modelos se compararon mediante la prueba de razón de verosimilitud. De acuerdo con el Modelo-1, los odds ratios ajustadas (OR) para fumar, beber, fumar, beber fueron 3,50 (95% de confianza -95CI intervalo, 2,76-4,44), 3,60 (IC95, 2,86-4,53), 12,60 (IC95, 7,89 -20,13), respectivamente. De acuerdo con el Modelo-2 estas cifras fueron de 1,41 (IC95, 1,02-1,96), 0,78 (IC95, 0,48-1,27), 8,16 (IC95, 2,09-31,78). Análogos resultados se obtuvieron utilizando tres niveles de exposición a fumar y beber. Modelo-2 mostró estadísticamente significativas mejores estadísticas de bondad de ajuste de modelo-1. Beber no se asoció independientemente con OC, mientras que el efecto independiente de tabaquismo fue menor de lo esperado, lo que sugiere que los estudios de observación deben ser revisados de manera adecuada contabilidad de la interacción con el tabaco potable. políticas de control OC deberían centrarse en las conductas adictivas y no en los factores de riesgo del estilo de vida individuales
Cita:. Ferreira Antunes JL, Toporcov TN, Biazevic MGH, Boing AF, Scully C, S Petti Effects (2013) conjunto e independiente de el consumo de alcohol y tabaco de fumar en el cáncer oral: un estudio de casos y controles grande. PLoS ONE 8 (7): e68132. doi: 10.1371 /journal.pone.0068132
Editor: Olga Y. Gorlova, la Universidad de Texas Centro de Cáncer MD Anderson, Estados Unidos de América
Recibido: 14 de marzo de 2013; Aceptado: 24 de mayo de 2013; Publicado: 10 de julio 2013
Derechos de Autor © 2013 Ferreira Antunes 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:. No hay corriente fuentes externas de financiación para este estudio
Conflicto de intereses:.. Los autores han declarado que no existen intereses en competencia
Introducción
El consumo de tabaco y el consumo de alcohol son factores de riesgo de estilo de vida la cual el juego un papel etiológico en el desarrollo del cáncer oral con pruebas suficientes. Este alto nivel de evidencia es corroborada por una multitud de estudios de observación consistentes publicados desde la década de los 70, que informaron de que estos factores de riesgo del estilo de vida se asociaron significativamente con el cáncer oral [1] - [4]. Los estudios observacionales posteriores indicaron que el riesgo de cáncer oral en sujetos expuestos a tanto fumar y beber era mayor que la aditiva. Más específicamente, fue más alta que la suma de los dos riesgos individuales atribuibles a fumar solo y para beber solo. Tal conjunto de fumar beber (o interacción) efecto se evaluó de manera informal, dividir las muestras en estratos de acuerdo con diversos niveles de exposición a fumar y beber y comunicación de las diferencias en las estimaciones de riesgo de cáncer oral entre los diferentes estratos [3], [5]. Posteriormente, pooled- y meta-análisis fueron diseñados para estimar formalmente la magnitud de este efecto conjunto: dos estudios utilizaron el parámetro de interacción multiplicativa y encontraron que el efecto conjunto fue de tres [6] y dos [7] veces mayor que los efectos individuales de fumar y beber multiplicado por sí; otro estudio investigó la interacción de contraste y se encontró que el efecto conjunto fue mayor que el efecto aditivo de ambas exposiciones por un factor de dos [8].
Estos datos demuestran que la interacción con el tabaco potable tiene una estadística y efecto clínicamente significativo sobre el cáncer oral. Por lo tanto, los estudios observacionales diseñados para investigar los efectos de fumar y beber en el cáncer oral debe tener en cuenta necesariamente para este efecto conjunto significativo, ya que la cuenta ausente del término de interacción lleva a sobreestimar los efectos independientes de fumar y beber en el cáncer oral, además de ajuste insuficiente para covariables distales en los estudios que evalúan otros factores de riesgo. El método más simple para tener en cuenta un efecto tan conjunta en el análisis de regresión es el enfoque interacción plazo, lo que implica que una variable adicional -la término- interacción está incluido en el modelo de [9], [10].
Asombrosamente , ningún estudio observacional publicado durante los últimos veinticinco años ha sido responsable de la interacción con el tabaco potable (revisado por [3] - [5], [8]). Estas consideraciones plantean la sospecha de que los efectos independientes de fumar y beber en el cáncer oral se sobrestiman la actualidad, debido a los meta-análisis y revisiones sistemáticas se basan en estos estudios observacionales [1] - [4].
Este estudio tuvo como objetivo para contribuir a esta discusión, mediante la evaluación de la hipótesis de que cuando el modelo estadístico representa adecuadamente para el efecto conjunto de fumar potable, los efectos independientes de fumar y beber en el riesgo de cáncer oral son más bajos de lo esperado. En concreto, se diseñó un estudio de casos y controles para comparar el método convencional para evaluar los efectos individuales de fumar tabaco y beber alcohol, que no tiene en cuenta el efecto de interacción, con una evaluación alternativa que da cuenta de un efecto tan conjunta de ambas exposiciones.
Métodos
ética Declaración
Todos los cuatro centros de estudio, participaron en este estudio de casos y controles, observaron estatutos nacionales e internacionales sobre la ética en la investigación con respecto a los seres humanos; todos los pacientes firmaron un consentimiento informado y aprobación ética fue dada por los Comités de Ética de Investigación de todos los hospitales participantes. Más específicamente, el "Comité de Ética em Pesquisa do Complexo Hospitalar Heliópolis", el "Comité de Ética em Pesquisa - CEP - do Hospital ACCamargo", el "Comité de Ética em Pesquisa em Seres Humanos do Instituto do Câncer Arnaldo Vieira de Carvalho "y la" Comissão de Ética para Análise de Projetos de Pesquisa da Diretoria Clínica do hospital das Clínicas de la Facultad de Medicina de la Universidad de San Pablo ".
Estudio de diseño em
Hemos diseñado una hospitalización basado, estudio de casos y controles incluidos los pacientes con carcinoma de células escamosas de la cavidad oral y orofaringe confirmado histológicamente.
era necesario controlar o ajustar los efectos de fumar y beber para los efectos de otros factores. Respecto a las enfermedades como el cáncer oral con etiología multifactorial compleja, muchos factores de comportamiento, genéticos, ambientales son aún desconocidos [11], [12]. Por lo tanto, es imposible construir un estudio de observación que explica todos estos factores. Además, los estudios que no tienen en cuenta variables ocultas /no investigados /desconocidos sobreestiman los efectos de los factores restantes del investigado. Hemos superado este grave problema, incluyendo variables demográficas (edad, sexo y nivel socioeconómico) en el conjunto de covariables y, lo más importante, la selección de casos y controles de la misma población subyacente, es decir, los pacientes que buscaban para la atención en cuatro hospitales de Sao Paulo (Brasil), que siguió las rutas de referencia similares, es decir, los médicos generales. La ventaja importante de la selección de la muestra de una población homogénea es que en estas circunstancias, los factores ocultos /no investigados /desconocidos son parte del entorno de fondo, se supone que se distribuye de manera uniforme y, por lo tanto, se puede despreciar, por tanto, también la simplificación los métodos estadísticos [13], [14]. Por lo tanto, los estudios de un solo centro representan factores no identificados mejores que los estudios multicéntricos.
Además, con el fin de aumentar la posibilidad de que las asociaciones no significativas entre las variables investigadas y cáncer oral eran verdaderamente debido a la falta de asociaciones en lugar de a alto nivel de error beta, que recogen la muestra más grande posible. Nosotros, por lo tanto, no pre-evaluar el tamaño mínimo de la muestra, pero se evaluó el poder estadístico del estudio sobre la base de las características de la muestra final
.
Finalmente, puesto que se evaluaron las dos principales variables de exposición anamnaestically, se evaluó la exposición a fumar y beber utilizando métodos aprobados y promovidos por la Agencia Internacional para la Investigación sobre el cáncer (IARC).
Selección de muestras
Cases.
a partir de noviembre 1998 a diciembre de 2008 se inscribieron pacientes que reciben tratamiento para el cáncer oral y orofaríngeo en cuatro hospitales principales de la ciudad de Sao Paulo, Brasil (hospital Heliópolis; hospital de Clínicas; hospital AC Camargo; Instituto do Câncer Arnaldo Vieira de Carvalho) para participar en el caso Los estudios que evalúan -Control diferentes hipótesis etiológicas. Uno de estos cuatro estudios [15] evaluó a los pacientes con cáncer de cabeza y cuello matriculados en estudios multicéntricos más amplios (es decir, el "Estudio internacional del medio ambiente, los virus y el cáncer de la cavidad oral y la laringe", la sección de América Latina, y el " Genoma clínico del Proyecto de cáncer ") [16]. El resto de los estudios [17] - [19] pacientes evaluados exclusivamente con cáncer oral y orofaríngeo
La muestra actual se obtuvo mediante la fusión de las bases de datos de los cuatro hospitales.. El grupo de casos estaba compuesto exclusivamente por los pacientes recién diagnosticados con carcinoma invasivo por vía oral (C01-C06, Clasificación Internacional de Enfermedades, 10
ª revisión) y orofaríngeo (C09-C10) de células escamosas, confirmado histológicamente. Más específicamente, se incluyeron los cánceres de la lengua (C01, C02), goma (C03), piso de la boca (C04), el paladar (C05), otras partes no especificadas de la boca (C06), la amígdala (C09) y la orofaringe (C10), mientras que los cánceres de labio (C00), nasofaringe (C11), se excluyeron hipofaringe (C13) y otros sitios de labio, cavidad oral y faringe (C14). Escenario-0 cánceres, lo que corresponde a un carcinoma in situ, se excluyeron porque no eran necesariamente invasiva
.
Con el fin de limitar los casos a los que tenían la misma posibilidad razonable de que se hayan registrado su enfermedad inducida por la exposición bajo investigación [13], sólo se seleccionaron los pacientes de los hospitales de la misma ciudad, una condición que garantiza que no identificado o no investigó los factores de riesgo de cáncer bucal se distribuyeron uniformemente dentro de la población de la cual se seleccionaron los casos y controles.
controles .
control de los pacientes eran personas que reciben asistencia en unidades de consulta externa de los mismos hospitales que siguieron las mismas rutas de referencia como el caso de pacientes (es decir, los servicios de atención primaria de salud, principalmente los médicos generales y odontólogos generales). Los controles no fueron a ser afectados por enfermedades potencialmente relacionados con las exposiciones de beber y fumar. Además, los sujetos con experiencia actual o pasada de cáncer o enfermedades del tracto aero-digestivo no fueron elegibles.
Los datos de los cuatro centros de estudio, se fusionaron en este estudio, siguieron los procedimientos de coincidencia para el género y la edad. Como uno de los centros de estudio [15] se centró en la amplia categoría de cáncer de cabeza y cuello, era necesario seleccionar sólo los pacientes con cáncer oral y orofaríngeo de la base de datos de ese centro y para excluir a los pacientes con cáncer de nasofaringe, hipofaringe y laringe , mientras que se consideraron todos los controles. Por esta razón, en el presente estudio el grupo control fue mayor que el grupo de casos y un ajuste para la edad y el sexo también era obligatorio.
Las variables explicativas
examinadores entrenados específicamente entrevistaron a los participantes inmediatamente después de su consulta clínica en una habitación separada; los archivos del hospital fueron consultados para registrar información comprendida en la historia clínica de los pacientes. Todos los casos y controles se les realizó entrevistas personales idénticos en cuanto al género, edad, nivel de educación, el tabaquismo y el consumo de alcohol
.
La evaluación de los hábitos de fumar y beber siguió los métodos aprobados por la IARC [3], [4], [ ,,,0],20], validado y estandarizado y ampliamente utilizado en amplios estudios epidemiológicos dentro del Consorcio inhance (véase, por ejemplo, [6], [21], [22]). Más específicamente, el cuestionario considera patrones secuenciales de frecuencia, la duración y el tipo de producto consumido durante la vida del sujeto. Los pacientes que no han declarado haber fumado al menos un cigarrillo al día durante todo un año fueron nunca consideró los fumadores. Un cigarro se consideró equivalente a cuatro cigarrillos, y cada tubo de servir equivalente a tres cigarrillos [4]. dosis acumuladas de la exposición al tabaco se calculan en términos de años-paquete (un paquete-año es igual a un paquete de cigarrillos fumados al día durante un año). Se utilizaron dos esquemas de clasificación: clasificación dicotómica (fumadores nunca, nunca fumadores) y tres categorías (no fumadores, nivel 1 los fumadores y los fumadores de nivel 2, según la mediana de años-paquete reportado por los controles)
Los pacientes que informaron nunca haber consumido al menos una copa en una base mensual regular se consideraron no bebedores. El consumo de alcohol se midió por gramos de etanol, teniendo en cuenta que un litro de etanol pesa 798 g y que la cerveza contiene 5% de etanol en volumen; vino 12%; licores 30% y licores destilados 41% [20]. La exposición acumulativa al alcohol se expresó en años-gram (gramos de etanol consumido diariamente multiplican por el número de años para beber). Se utilizaron dos esquemas de clasificación: clasificación dicotómica (nunca, nunca bebedores bebederos) y tres categorías (no bebedores, bebedores de nivel uno y nivel dos bebedores, según la mediana de años-gram lo informado por los controles)
análisis estadístico
Las diferencias entre los casos y controles con respecto a edad, sexo y escolaridad se evaluaron mediante análisis de regresión logística utilizando controles como grupo de referencia. La edad se clasifica en & lt; 45, 45-49, 50-54, 55-59, 60-64, 65-69, & gt; 69 años, mientras que la escolarización de nivel en & lt; 5, 5-8, & gt; 8 años de educación formal. Las variables que proporcionaron los odds ratios (OR) para el cáncer oral, que fueron estadísticamente significativas a un nivel del 95% se incluyeron en los modelos estadísticos como factores de confusión.
Con el fin de explorar el nivel de error beta, el poder del estudio, correspondiente a "1-β", se evaluó con la fórmula, "Z
β = {√ N [r /(r + 1)] (p
1-p
2)
2 [1 /p (1-p)]} - Z
α ", donde" Z
β "es el valor de la distribución normal estándar correspondiente al valor de β; "N" es el tamaño de la muestra (casos controles +); "R" es la relación entre los controles a los casos; "P
1" y "p
2" son las proporciones de los expuestos a beber en los casos y controles; "P" es la proporción media de expuestos a beber "Z
α" es el valor de la distribución normal estándar que corresponde al valor de α = 0,05 utilizando una prueba bilateral (es decir, 3,92).
El efecto de beber y fumar en el riesgo de cáncer oral se exploró a través RUP no ajustados con intervalos de confianza del 95% (IC 95%), que fueron evaluados por regresión logística no condicional [23].
El análisis de regresión logística no era también se utiliza para evaluar el individuo ajustado y efectos conjuntos de fumar y beber en el riesgo de cáncer oral. Edad, sexo y nivel de educación fueron considerados como posibles factores de confusión si, produjeron significativamente asociados con el cáncer oral. se llevaron a cabo dos análisis. En el primer análisis, el beber y fumar variables de exposición fueron tratados como binaria (nunca, grupo de referencia; nunca, grupo de riesgo). En el segundo análisis, que se clasifican en tres niveles (nunca, grupo de referencia; de nivel 1 y nivel 2, grupos de riesgo). Dos modelos fueron diseñados:
Modelo-1
fue el modelo más simple, utilizado convencionalmente mediante estudios de observación que investigan los efectos de los factores de riesgo del estilo de vida sobre el cáncer. Este modelo explicó en exclusiva de la confusión y supone que: (1) fumar y beber ejercieron efectos individuales sobre el riesgo de cáncer oral; (2) que eran recíprocamente asociado; (3) que no ejercen efecto de interacción.
De acuerdo con este modelo, el OR para la categoría de "haber fumado alguna vez, cada vez que bebe" se obtuvo por la inversa del logaritmo de la suma de los coeficientes de fumar y potable, según lo dispuesto por regresión logística.
modelo-2
fue el modelo propuesto aquí para investigar los efectos de los factores de riesgo del estilo de vida. Este modelo explica por factores de confusión e interacción y asume que: (1) fumar y beber ejercieron efectos individuales sobre el riesgo de cáncer oral; (2) que eran recíprocamente asociado; (3) ejercieron efecto de interacción.
Con el fin de tener en cuenta el efecto de la interacción, el enfoque término de interacción se prefirió a otros métodos, como el análisis estratificado con categorías conjuntas, porque era el más ampliamente aplicable y práctico [24]. Como ya se ha señalado, este enfoque implicaba el uso del término de interacción con el tabaquismo potable, dado por el producto entre las dos variables de exposición. Cuando fueron tratados como binarios, sólo había un término de interacción, con puntuación de 1 para la categoría "haber fumado alguna vez, nunca beber" y la puntuación de 0 para las categorías restantes (es decir, "no haber fumado nunca, nunca más beber", "no haber fumado nunca, nunca beber "," haber fumado alguna vez, no beber "). El OR para el "haber fumado alguna vez, nunca beber" categoría se obtuvo por la inversa del logaritmo de la suma de los coeficientes de fumar, beber y fumar término de interacción-potable.
Cuando las variables de exposición fueron clasificados en tres niveles, se generaron cuatro términos de interacción, uno para cada tipo de exposición conjunta, es decir, "de nivel 1 fumar, beber nivel-1", "nivel-1 fumar, beber nivel-2", "nivel 2 de fumar, nivel- 1 de beber "," nivel-2 fumar, beber nivel-2 ".
con el fin de comprobar si las estimaciones o fueron inflados o sobreestimadas por el exceso de colinealidad y multicolinealidad artificialmente, antes de ejecutar el análisis de regresión, las variables explicativas fueron probados mediante el coeficiente de correlación de Pearson por pares (r) y el factor de inflación de la varianza (VIF). Los valores más altos aceptables para r y VIF se fijaron en 0,6 y 10, respectivamente. La robustez de las estimaciones o también se investigó mediante el análisis de validación. A saber, el caso y los grupos de control se dividieron en dos mitades: se generaron dos variables aleatorias, uno para los casos, uno de los controles; el control de los grupos caso y se ordenan de acuerdo con estas variables; la primera mitad de los casos y la primera mitad de los controles fueron agrupados en sub-muestra 1, el resto en submuestra 2. Coeficientes para fumadores, términos de interacción y beber y bondad de ajuste de modelos de regresión fueron re-estima en tanto sub- muestras. De acuerdo con el análisis de validación, coeficientes, en comparación con el uso de los IC del 95%, deben no difieren entre los sub-muestras, mientras que los valores de p de probabilidad -2log deben ser similares [9], [25].
La bondad de ajuste de los modelos de regresión se evaluó utilizando la probabilidad -2log (cuanto más bajo, mejor ajuste) y el Pseudo-R
2 (cuanto más alto, mejor ajuste). La bondad de ajuste del modelo-1 y Modelo-2 se comparó estadísticamente mediante la prueba de razón de verosimilitud, con aproximadamente χ
2 distribución. El efecto de la interacción con el tabaco potable fue considerado estadísticamente significativo si la bondad del ajuste-fue significativamente mejor en el Modelo-2 que en el Modelo-1.
Todos los análisis se realizaron utilizando Stata 12.0 (Stata Corporation, College Station, Texas, Estados Unidos, 2011).
resultados
En el estudio participaron 1.144 casos y 1.661 controles (Tabla 1). Sólo unos pocos temas, menos del diez por grupo, no proporcionaron su consentimiento informado para participar en el estudio, algunos de ellos a causa de deterioro del lenguaje, debido a su estado, algunos de ellos, ya que declaró que no tenían tiempo para la entrevista.
la distribución de casos y controles por sexo, grupo de edad y nivel de escolaridad se muestra en la Tabla 1. las RUP no ajustados para el cáncer oral y orofaríngeo fue significativamente mayor en los hombres, los ancianos y las personas con menos de 8 años de educación formal. Sexo, edad y nivel de escolarización explicó el 2,1% de la varianza de los residuos de la regresión, lo que refuerza la necesidad de incluir estos factores de confusión como covariables en los modelos de regresión ajustados exposiciones de comportamiento y el cáncer oral.
La Tabla 2 describe la distribución de los casos y los controles de acuerdo con las categorías de la exposición al tabaco y el alcohol. El consumo acumulado de tabaco mediana de los pacientes del grupo control fue de 28 paquetes-año, mientras que el consumo de alcohol acumulativa media fue de 862 años-gram. Estos valores fueron los umbrales utilizados para dividir fumar y beber en las exposiciones de nivel 1 (consumo moderado) y nivel 2 (el consumo excesivo). Utilizando los datos de esta tabla, los valores estimados de Z
beta fueron 20,71 y 21,74 para fumar y beber, respectivamente, lo que dio lugar a niveles de potencia más alta que el 99,9% tanto para fumar y beber (datos no en el cuadro). La Tabla 2 también se describe la evaluación no ajustado de las asociaciones entre el resultado y estas covariables. Las estimaciones de riesgo más altos se registraron para el nivel 2 de los fumadores (OR, 7,43; IC del 95% 5,94 a 9,30), nivel 2 bebedores (OR, 6,73; IC del 95% 5,35 a 7,91) y fumadores nunca-jamás bebedores (OR, 5,85 ;. 95% CI 4,59-7,46) guía empresas
En la evaluación de variables múltiples (Tabla 3), Modelo-1 registrado que las dos exposiciones de estilo de vida, considerados de manera independiente y en conjunto, fueron altamente y significativamente asociada con la vía oral cáncer. Las RUP estimados por el Modelo-2 fueron en general inferiores a los estimados por el Modelo-1 y el efecto independiente de la ingesta de alcohol dio como resultado ya no asociada con la enfermedad (OR, 0,78; IC del 95%, 0,48-1,27). A pesar de esta observación, la bondad de ajuste del modelo-2 fue significativamente mejor que la bondad de ajuste del modelo-1 (p & lt; 0,001) en la prueba de razón de verosimilitud
Un resultado similar se obtuvo cuando. ambas exposiciones se clasifican en tres categorías (Tabla 3). Modelo-1 mostró que todas las categorías de fumar-potable diferentes del grupo de referencia tenían una asociación directa y estadísticamente significativa con la enfermedad. Sin embargo, de acuerdo con el Modelo-2, no se observó una asociación significativa entre la enfermedad y las diferentes categorías con el tabaquismo potable para los individuos que fumaban menos de 28 paquetes al año (nivel-1 fumadores) y bebían menos de 682 años-gram (nivel- 1 bebedores). Las RUP para todas las categorías de exposición simultánea a fumar y beber estimado por el Modelo-2 fueron inferiores a los estimados por RUP Modelo-1. Sin embargo, en la prueba de razón de verosimilitud, Modelo-2 tenía un ajuste significativamente mejor que el Modelo-1 (p & lt; 0,001).
Los valores de "r" y VIF estaba por debajo de los límites de 0,6 y 10, lo que sugiere que las estimaciones de los coeficientes sustancialmente no fueron inflados o sobreestimados. De acuerdo con el análisis de validación, las estimaciones de los coeficientes y la bondad del ajuste de modelos de regresión no cambiaron sustancialmente, corroborando así la solidez de las diversas estimaciones de riesgo (datos no en el cuadro).
Discusión
los hallazgos más importantes de este estudio fueron que (1) el efecto independiente de beber sustancialmente disminuido y ya no se asocia con el cáncer oral y orofaríngeo que representa el término de interacción con el tabaquismo potable; (2) el efecto independiente de fumar también se redujo considerablemente, a pesar de que se mantuvo significativamente asociada con la enfermedad; (3) el efecto conjunto de fumar potable se mantuvo significativamente asociada con el cáncer oral; (4) modelos de regresión que explican el término de interacción con el tabaquismo beber tenían un ajuste significativamente mejor que aquellos evaluar exclusivamente los efectos individuales de las exposiciones de comportamiento.
Nos reunió un número excepcionalmente elevado de participantes para un solo estudio de casos y controles sobre los factores de riesgo de cáncer orales (ver estudios de observación anteriores revisados por [3], [8], [26], [27]), una opción que aumentó considerablemente la potencia del estudio (superior al 99% para las dos exposiciones de fumar y beber ), es decir, la posibilidad de que las asociaciones no significativas entre las variables explicativas y los resultados se debieron a la falta de asociaciones entre los factores de riesgo conductuales y el cáncer oral. Además, los casos y los controles pertenecían a la misma población de estudio homogéneo, una situación que ayuda a controlar otros factores de riesgo para el cáncer oral, ya que en estas circunstancias los factores no identificados y no investigados son parte del entorno de fondo y pueden pasarse por alto. Esta es una ventaja importante para la investigación de enfermedades con etiología multifactorial compleja como el cáncer oral [13], [14]. Por lo tanto, de gran tamaño y la homogeneidad de la muestra aumentó la validez interna de este estudio, es decir, la fiabilidad de las estimaciones de riesgo reportados [28].
Ser basado en el hospital, este estudio fue sometido potencialmente a las críticas respecto a la selección sesgo, ya que la presente muestra no era representativa de todos los residentes en la ciudad de Sao Paulo. De hecho, factores que llevan a la gente a los hospitales públicos, como la tabla de posiciones financieras, zona de residencia, origen étnico, creencias religiosas, no se distribuyen uniformemente dentro de la población de estudio subyacente, por lo que es difícil definir la población de la que surgieron nuestros pacientes de casos. Con el fin de minimizar las consecuencias de sesgo de selección en la consistencia de los resultados, decidimos seleccionar los controles basados en el hospital que siguieron la misma ruta de remisión en los casos. En estas circunstancias, la población de estudio subyacente fue la misma en los dos grupos y era identificable en aquellos residentes en la ciudad de Sao Paulo que buscaban para la atención en los hospitales públicos [13], [14], [23]. Además, la selección de los pacientes de casos y controles de la misma población de estudio subyacente reduce al mínimo el grado de sesgo de información, ya que los controles basados en el hospital tienden a mostrar los mismos niveles de cooperatividad y la precisión en el suministro de información como los casos en los hospitales, reduciendo así las diferencias de potencial entre estos dos grupos en la calidad de la retirada de exposiciones en el pasado [13]
el sesgo de información en relación con las variables de estilo de vida, que en general no se notifican los usuarios pesados es otra forma importante de sesgo [29] -. [31 ]. Puesto que la fiabilidad de las variables de estilo de vida es particularmente baja cuando son tratados cuantitativamente, clasificamos las variables de estilo de vida en categorías, teniendo en cuenta que el tratamiento de las variables semi-cuantitativamente reduciría el efecto negativo del sesgo de información sobre la fiabilidad de las estimaciones de riesgo [32], [33]. Este enfoque también es preferido por los expertos en epidemiología del alcohol potable, que hacen comparaciones internacionales utilizando datos cualitativos [32].
El sesgo de memoria y el sesgo del entrevistador, dos formas específicas de sesgo de información, son también limitaciones pertinentes de casos y controles los estudios [13], [23], [34]. Los pacientes diagnosticados con cáncer oral y orofaríngeo pueden haber pasado algún tiempo reflexionando sobre los hábitos nocivos que pueden haber contribuido a la enfermedad. Por lo tanto, los casos serían más propensos a recordar el consumo de alcohol y el consumo de tabaco que los controles. Esta limitación es difícil de superar en el marco de un estudio de casos y controles. El sesgo del entrevistador tampoco se puede excluir, como entrevistadores fueron entrenados, pero no ciego. Recordamos y sesgos del entrevistador pueden haber dado lugar a una sobreestimación de fumar y beber exposición entre los casos. En consecuencia, las estimaciones de riesgo de fumar y beber podrían haber sido artificialmente altos que los verdaderos riesgos, lo que sería aún menor si estas formas de sesgo se controlaron por completo.
Por último, es posible que otras variables, fuertemente asociados con tanto para beber y fumar, también se asociaron con el riesgo de cáncer oral y orofaríngeo. De hecho, fumar y beber no sólo están asociadas entre sí, sino que también están asociados con otros factores de riesgo conductuales para el cáncer y otras enfermedades degenerativas, tales como el sexo sin protección, uso de otras sustancias adictivas, dieta poco saludable, bajo el ejercicio físico, etc. [ ,,,0],35], [36]. El problema aparentemente más allá de estas diferentes formas de consumo de sustancias y la adicción conductual reside en la personalidad de los individuos, ya que el inicio precoz de conductas de riesgo se asocia con otros comportamientos de riesgo [2], [37]. Por lo tanto, la exposición conjunta de fumar y beber también puede implicar un papel potencialmente etiológico de variables ocultas.
Los datos del presente estudio fueron corroborados en parte. De hecho, dos estudios multicéntricos de la IARC, uno basado en diecisiete centros de Europa y América [6] y otro basado en catorce centros de [7] Europa evidenciaron que el 40% de los casos de cáncer oral son atribuibles al efecto conjunto de fumar potable y que el efecto independiente de la bebida no fue significativa. Sin embargo, ambos estudios informaron de que fumar era el único responsable de aproximadamente el 20% de los casos de cáncer oral. Como se ha señalado, los estudios multicéntricos no son homogéneos y, por lo tanto, tienden a sobrestimar los efectos de las variables investigadas, ya que no tienen en cuenta factores no identificados [13].
Este estudio puede tener implicaciones en el diseño de política de control de cáncer oral eficaz. De hecho, las políticas basadas en el control de un solo factor de riesgo están destinados a fracasar en el largo plazo, como ya se ha demostrado por el consumo de alcohol [38], debido a la conducta adictiva de los individuos, que tienen probabilidades de volver a empezar a fumar y /o beber o para dejar de fumar y /o beber, pero empezar con otro estilo de vida inseguras, tales como cigarros en lugar de cigarrillos, la dieta insegura en lugar de alcohol, tabaco de mascar en vez de fumar tabaco, etc. (véase, por ejemplo, [39] - [41 ]). Por lo tanto, nuestro estudio demuestra que la exposición a un mismo estilo de vida no sólo es poco común, como se ha demostrado anteriormente, pero también no representa un riesgo importante para el cáncer oral.