Extracto
Antecedentes
El exceso de peso corporal medido como índice de masa corporal ( IMC) tiene una asociación positiva con el riesgo de cánceres comunes. Sin embargo, los metanálisis anteriores relacionados con el IMC y el cáncer de hígado tuvieron resultados inconsistentes. El propósito del presente estudio es establecer una relación dosis-respuesta no lineal entre el IMC y el riesgo de incidencia de cáncer de hígado.
Métodos
Una búsqueda sistemática de la literatura de artículos relevantes publicados desde 1966 a noviembre de 2011 se llevó a cabo en PubMed y EMBASE bases de datos digitales. Los artículos adicionales se buscaron manualmente mediante el uso de las listas de referencias de los artículos identificados. Restringida splines cúbicos y generalizado de mínimos cuadrados métodos de regresión fueron utilizados para modelar una posible relación curvilínea y hacer una relación dosis-respuesta metanálisis. El análisis estratificado, análisis de sensibilidad y evaluación del sesgo se realizaron en nuestro meta-análisis.
Resultados
8 artículos, incluyendo 1,779,471 individuos de cohortes fueron llevados a un metanálisis. Una asociación dosis-respuesta no lineal entre el IMC y el riesgo de cáncer de hígado era visualmente significativa (
P Opiniones de no linealidad & lt; 0,001), además, el valor del punto de IMC también mejoró los resultados cuantitativamente, donde los riesgos relativos fueron 1,02 (IC del 95% = 1/2 a 1/3), (IC del 95% = 1,24-1,47) 1,35 y 2,22 veces (IC 95% = 1,74-2,83) cuando el IMC estaba en el punto de 25, 30 y 35 kg /m
2 en comparación con los de referencia (el valor de la mediana de la categoría más baja), respectivamente. El origen étnico de la población se encuentra como la principal fuente de heterogeneidad. En el análisis estratificado posterior, no hay evidencia de heterogeneidad se mostró en las poblaciones asiáticas y blancas (
P Opiniones de heterogeneidad & gt; 0,1)., Y todo valor de IMC todavía presentó aumento significativo del riesgo de cáncer de
Conclusiones
los resultados de un metanálisis, siempre que el exceso de IMC había aumentado asociación significativa con el riesgo de cáncer de hígado, aunque los mecanismos biológicos que subyacen a la relación entre la obesidad, el cáncer sigue siendo necesario aclarar
Cita.: Rui R, Lou J, Zou L, Zhong R, Wang J, Xia D, et al. (2012) Índice de Masa Corporal El exceso y el riesgo de cáncer de hígado: Una dosis-respuesta no lineal Meta-análisis de estudios prospectivos. PLoS ONE 7 (9): e44522. doi: 10.1371 /journal.pone.0044522
Editor: Xiao-Ping Miao, MOE clave Laboratorio de Medio Ambiente y Salud, Escuela de Salud Pública, Tongji Medical College, Universidad Huazhong de Ciencia y Tecnología, China
Recibido: 26 de mayo de 2012; Aceptado: August 8, 2012; De publicación: septiembre 18 de, 2012
Copyright: © Rui 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 recibió el apoyo de los fondos de investigación fundamentales para la Universidad Huazhong de Ciencia y Tecnología (HUST:. NO 2011TS019). 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
cáncer primario de hígado es el sexto cáncer más común en el mundo, con una incidencia estimada de 564.000 por año [1]. Como la mayoría de los pacientes en precoz del cáncer de hígado no presentan síntomas evidentes, cáncer de hígado generalmente se diagnostica en las etapas posteriores y tiene un pronóstico sombrío con una tasa de supervivencia a 5 años promedio de 6-11%, por lo que es la tercera causa de mortalidad por cáncer en todo el mundo [2]. Dado que no existen métodos de detección establecidos para la detección temprana y no hay mejores tratamientos para prolongar el tiempo de supervivencia, la identificación de factores de riesgo modificables para la prevención primaria contra el cáncer de hígado es de considerable importancia para la salud pública.
Los estudios epidemiológicos han identificado crónica de la hepatitis B o C virus (VHC o VHB), el consumo de alcohol, el tabaquismo y la exposición a la aflatoxina como factores de riesgo importantes para el cáncer de hígado [2] - [4]. Mientras tanto, otros factores de riesgo sospechosos, como la obesidad, la dieta, la resistencia a la insulina, el uso de anticonceptivos orales, y la sobrecarga de hierro, aún deben aclararse [5], de los cuales, la obesidad [Índice de masa corporal (IMC) ≥30 kg /m
2], ha sido planteada por la acumulación de pruebas que se asocia con el aumento del riesgo de cáncer de hígado [6], [7]. En el contexto de la cirrosis, la obesidad ha sido un factor de riesgo independiente para el desarrollo de carcinoma hepatocelular [4]; Por otra parte, la diabetes, como un factor estrechamente correlacionado con la obesidad en la composición de síndrome metabólico, ha sido sugerido para ser factor de riesgo independiente de cáncer de hígado [8]. Todas estas evidencias sugieren un papel clave en la obesidad asociada con el cáncer de hígado.
Sin embargo, los informes sobre la asociación entre la obesidad y el riesgo de cáncer de hígado son objeto de controversia. Por ejemplo, un gran escala en Asia y el Pacífico [9] no mostraron una asociación clara entre el IMC y el riesgo de cáncer de hígado, así como otros tres estudios [10] - [12], en Australia, Japón y el Estado Unite, respectivamente. Incluso los tres meta-análisis realizado hasta el momento sobre la obesidad y el riesgo de cáncer de hígado también arrojado resultados inconsistentes. En los dos meta-análisis en tanto la incidencia de cáncer de hígado y la mortalidad sugieren que el IMC se asoció con un mayor riesgo de cáncer de hígado en machos y hembras [13], [14]; mientras que la tercera meta-análisis de la incidencia de cáncer de hígado, Renehan et al. no encontró ninguna asociación significativa [15]. Los resultados divergentes entre estos metanálisis pueden debido a la asociación entre el IMC no lineal con el riesgo de cáncer de hígado y la heterogeneidad mediante la fusión de la mortalidad por cáncer de hígado e incidencia juntos. Aunque se ha planteado la hipótesis de que el exceso de IMC puede aumentar el riesgo de cáncer de hígado, ninguno de los meta-análisis previos han examinado la forma de la relación dosis-respuesta mediante la realización de análisis de respuesta a la dosis no lineal. Teniendo en cuenta la evidencia reciente mostró una relación no lineal entre el IMC y el cáncer de páncreas, la hipótesis de una asociación no lineal también existía en el IMC y el riesgo de cáncer de hígado [16]. Como resultado, se resumieron los estudios prospectivos publicados sobre el riesgo de incidencia de cáncer de hígado para actualizar el metanálisis anterior y se realizó un meta-análisis de dosis-respuesta según lo descrito por Larsson et al. [17] para investigar una posible relación no lineal entre el IMC y el riesgo de cáncer de hígado.
Materiales y Métodos
criterios
estrategia de búsqueda y selección
Una búsqueda sistemática de la literatura para los artículos pertinentes de índice de masa corporal (IMC) en los seres humanos y el riesgo de cáncer de hígado publicada a partir de 1966 a noviembre de 2011 se llevó a cabo en las bases de datos PubMed y EMBASE con una estrategia de búsqueda que combinan palabras de texto: "la obesidad, peso, índice de masa corporal exceso de peso, índice de masa corporal o el tamaño corporal "y" cáncer de hígado, tumor de hígado o carcinoma hepatocelular "sin lenguaje restricción. Además, se realizaron búsquedas manuales en las listas de referencias de los artículos recuperados para identificar artículos adicionales
Los estudios fueron elegibles para su inclusión en este metanálisis si cumplían los siguientes criterios:. 1) el estudio prospectivo evaluó la relación entre el IMC y el riesgo de cáncer de hígado; 2) el resultado fue la incidencia de cáncer de hígado; 3) la exposición de interés fue el índice de masa corporal de 3 o más cuantitativa nivel categorizado; 4) el estudio informó de los riesgos relativos con intervalos de confianza del 95% (IC) para cada categoría de IMC. Se excluyeron los estudios sobre el cáncer de la vesícula biliar, los adenomas hepáticos, y otros subtipos de cáncer de hígado. Cuando varios estudios comparten la misma población, sólo se incluyó el que tiene la información más detallada de los resultados o el tamaño de la muestra más grande.
Datos de extracción
Los datos se extrajeron de forma independiente y por duplicado 2 evaluadores (RUI y LOU). Para cada estudio, los siguientes datos fueron extraídos del artículo publicado: en primer lugar del estudio, el origen étnico de la población, años de seguimiento, la edad, el método de medida del índice de masa corporal, tamaño de la muestra de género, las categorías de IMC y estimación del riesgo, nombre del autor, año de publicación, para cada categoría de IMC, y ajustado por covariables análisis multivariable. A menos que se indique lo contrario, el origen étnico se supone que corresponden a la ubicación geográfica en la que los sujetos fueron seleccionados. Se extrajeron los riesgos relativos con su IC del 95% que refleja el mayor grado de ajuste para posibles factores de confusión.
En todos los estudios, el punto medio de los límites superior e inferior de cada categoría fue asignado como mediana del IMC para cada uno correspondiente riesgo relativo. Si no se informó el límite superior para la categoría más alta (por ejemplo, IMC ≥30 kg /m
2), la gama de la más alta límite se estableció como la misma amplitud que la categoría adyacente [17]. Las categorías de IMC & lt; 18,5 fueron excluidos como una manera conveniente para evaluar la asociación entre el exceso de cáncer de hígado y el índice de masa corporal y, a continuación, el punto medio de la categoría más baja era considerado como un nivel de referencia
El análisis estadístico
.
se realizó un meta-análisis de dosis-respuesta para examinar una posible relación no lineal entre el IMC y el cáncer de hígado. Se utilizó restringidos splines cúbicos con 3 nudos fijos 5%, 50% y 95% para modelar una potencial relación curvilínea [18] y luego una dosis-respuesta meta-análisis se realizó utilizando generalizado de regresión por mínimos cuadrados, teniendo en cuenta la tendencia estimación de los datos que se resumen a través de múltiples estudios como se describe por Orsini et al [19]. El método requiere la distribución de los casos y personas-año y el nivel promedio de IMC en cada categoría para el riesgo relativo correspondiente para cada estudio (los riesgos relativos con estimaciones de al menos 3 categorías de exposición cuantitativos se conocen). La heterogeneidad entre estudios se evaluó mediante el
Q
prueba estadística. La heterogeneidad se consideró significativa cuando
P Hotel & lt; 0,1 para el
Q
estadística [20]. DerSimonian y Laird modelos de efectos aleatorios [21] se aplicaron cuando la heterogeneidad fue significativa; de lo contrario, se aplicó un modelo de efectos fijos. Los riesgos relativos agrupados para los valores de exposición específicas finalmente fueron estimadas (por cada 0,5 kg /m
2 aumento del IMC = 18,5 a 35 kg /m
2) usando un procedimiento descrito por Orsini y Groenlandia en comparación con el valor más bajo de exposición de IMC [22]. Una prueba para una relación no lineal entre el IMC y el cáncer de hígado se calculó haciendo que la segunda spline igual a cero [17]. Para probar y verificar el modelo no lineal, en el análisis por separado, se combinaron los riesgos relativos para categorías comparables de IMC en comparación con la categoría más baja, en método lineal común, la clasificación del IMC en 3 grupos: 18,5-25 kg /m
2 (referencia), 25-30 kg /m
2 y ≥ 30 kg /m
2. Para explorar las posibles fuentes de heterogeneidad entre los estudios, los análisis más estratificadas, si es factible, fueron llevadas a cabo por el género (masculino, femenino o masculino y femenino combinados), el origen étnico de la población (asiático o blanco), los métodos de medición para el índice de masa corporal (medida o auto- informó IMC), por separado. Además, el análisis de sensibilidad se realizó mediante la omisión de cada artículo a su vez para determinar la influencia de cada estudio sobre la estimación global [23]. El sesgo de publicación se evaluó mediante la prueba de Egger [24]. Todos los análisis estadísticos se realizaron en el software STATA (versión 10.1), y un 2 caras
P
valor inferior a 0,05 fue considerado significativo.
Estudios características
Como se muestra en la Figura S1, se identificaron 35 de 1.372 artículos iniciales para la revisión de texto completo. Los informes de Jee et al. y Oh et al. compartir las muestras se solapan, y el informe de Jee et al. fue seleccionado con la información completa [25], [26]. Cinco artículos de la mortalidad [12], [27] - [30] y otros cuatro artículos [31] - [34] incluidos en los metanálisis anteriores fueron excluidos por la escasez de datos de categoría de IMC. Por último, un total de 8 artículos con 12 estudios cumplieron los criterios de inclusión que se incluirán en nuestro meta-análisis [10], [11], [26], [35] - [39].
Todos los artículos fueron publicados en Inglés y más de la mitad de los artículos (6/8) se publicaron después del año 2006. los análisis de riesgos relativos para el IMC se realizaron por separado para hombres y mujeres en los artículos 2 [10], fueron considerados [26] y por lo tanto estudios independientes. Las poblaciones población en general, a base de HBV a base de HCV y en el artículo de Chen et al. También se consideraron por separado [35]. En total, este meta-análisis incluyó 12 estudios prospectivos independientes de 1, 779, 471 individuos de cohortes, las duraciones del seguimiento varió de 3,6 años a 19 años a través de los estudios incluidos (Tabla 1). Se realizaron 8 estudios de Asia, y 4 estudios eran para la población blanca. 10 estudios recogidos midieron el IMC y 2 estudio recogieron percepción de los datos. La mayoría de los estudios proporcionaron estimaciones de riesgo relativo que se ajustaron por edad (n = 12), el hábito de fumar (n = 10), y el consumo de alcohol (n = 5). Además, se llevaron a cabo 3 estudios de cohortes de personas con cirrosis [36], [37], [39].
asociación global de dosis-respuesta entre el IMC y el riesgo de cáncer de hígado
se observó una heterogeneidad significativa entre los estudios (
P Opiniones de heterogeneidad & lt; 0,001), y por lo tanto el modelo de efectos aleatorios se aplicó. Hubo una asociación dosis-respuesta no lineal significativa visualmente entre el IMC y el riesgo de cáncer de hígado (
P
para no lineal & lt; 0,001, Figura 1) con un aumento significativo de tendencia del riesgo relativo de acuerdo con 0,5 kg /m
2 aumento en el IMC. Varios valor de punto representativo mejorado la asociación: la estimación puntual del IMC a los 25 kg /m
2 tenían un modesto aumento en el riesgo de cáncer de hígado 1,02 (IC del 95% = 01.02 a 01.03), mientras que 30 kg /m
2 y 35 kg /m
2 ambos confieren un aumento significativo de cáncer riesgo relativo de 1,35 (IC del 95% = 1.24-1.47) y 2.22 (95% CI = 1,74-2,83), lo que indica un riesgo significativo y evolutivo del cáncer de hígado, junto con BMI creciente. prueba de Egger mostró un sesgo de publicación modesta, con un
P
valor de 0,03 (Figura 2)
(
P
-heterogeneity = 0,001;.
P
non-linear. & lt; 0,001)
Cuando se combinaron los riesgos relativos para categorías comparables de IMC en un análisis separado bajo el modelo lineal, el riesgo relativo de cáncer de hígado fueron 1,13 (95 IC = 1.5 a 1.21%) para el IMC = 25-30 kg /m
2 CI y 2,09 (95% = 1,72-2,45) para el IMC ≥ 30 kg /m
2, lo que sugiere el método lineal presentar el similares tendencia que nuestros resultados no lineales.
Después de excluir a los 3 artículos de cohorte cirrosis, una relación significativa dosis-respuesta no lineal se encuentra todavía entre el IMC y el riesgo de cáncer de hígado (
P no lineal Opiniones de & lt ; 0,001), los riesgos relativos fueron 1,01 (IC del 95% = 1,00-1,02), 1,27 (IC del 95% = 1,17-1,38) y 2,10 (95% CI = 1,61-2,74) a 25, 30 y 35 kg /m
2, respectivamente
los análisis de subgrupos entre el IMC y el riesgo de cáncer de hígado
los datos específicos para la asociación entre el IMC y el cáncer de hígado fueron estratificados sobre la base de las relaciones sexuales en 2 subgrupos: los estudios en los machos (n = 6) y mujeres (n = 2). En los hombres, la heterogeneidad entre los estudios todavía existía (
P Opiniones de heterogeneidad & lt; 0,001). Se observó un efecto dosis-respuesta significativa para el IMC con el riesgo de cáncer de hígado en hombres (
P no lineal Opiniones de & lt; 0,001; Figura S2), y el valor del punto de índice de masa corporal a los 30 y 35 kg /m
2 produjo importantes riesgos relativos de 1,51 (IC del 95% = 1,35-1,70) y 2,57 (IC del 95% = 1,95-3,38). Sin embargo, no hubo suficientes muestras de mujeres para formar estrías cúbicos restringidos para establecer el modelo no lineal, por lo que el análisis estratificado en las hembras fracasaron.
Después de estratificar por el origen étnico (Figura 3 y Figura 4), la heterogeneidad fue totalmente eliminado por Asia y subgrupo blanco, y una relación dosis-respuesta no lineal significativa entre el IMC y el riesgo de cáncer de hígado se observó tanto en el origen étnico (
P no lineal Opiniones de & lt; 0,001;
P
para la heterogeneidad = 0,470 y 0,119 , receptivamente).
de acuerdo con los métodos de obtención de índice de masa corporal, el análisis se realizó sólo en el subgrupo de informes IMC medido. A pesar de que existiera la relación no lineal (
P no lineal Opiniones de & lt; 0,001), no hay ninguna significación estadística entre el IMC y el cáncer de hígado bajo subgrupo IMC medido con una heterogeneidad significativa (
P
para la heterogeneidad = 0,032) ( Figura S3).
el análisis de sensibilidad
Teniendo en cuenta la presentación de la heterogeneidad, el análisis de sensibilidad se realizó mediante la exclusión de cada informe a su vez. Antes y después de la eliminación de cada informe, una relación dosis-respuesta no lineal significativa entre el IMC y el riesgo de cáncer de hígado aún quedaba y la estimación punto de IMC a los 25, 30 y 35 kg /m
2 no cambió sustancialmente (Tabla 2), lo que sugiere una alta estabilidad para el resultado actual.
Discusión
Antes, para resumir las publicaciones sobre el exceso de IMC y el riesgo de cáncer de hígado, se han realizado dos meta-análisis , ambos basados en los datos de la evaluación de la incidencia de cáncer de hígado y la mortalidad, y otro meta-análisis se centró en la incidencia de cáncer de hígado incluyen cinco artículos. En este trabajo actual, se incluyeron 12 estudios prospectivos sobre la incidencia de cáncer de hígado. A continuación, una dosis-respuesta meta-análisis se aplicó mediante el aumento de cada 0,5 kg /m
2 a partir del valor de IMC = 18,5 para adaptarse a una relación exacta con el riesgo de cáncer de hígado. Por lo tanto, los hallazgos actuales producen una conclusión convincente comprender que existía una asociación de dosis-respuesta no lineal entre el IMC y el riesgo de incidencia de cáncer de hígado: cuanto mayor es incrementado por el valor de índice de masa corporal, el mayor riesgo producido por cáncer de hígado. Varios valor de punto representativo mejorado la asociación: no sólo era el punto de índice de masa corporal de 35 kg /m
2 asociado con el cáncer de hígado, con el mayor riesgo 2,22 veces (IC 95% = 1,74-2,83), sino también IMC igual 30 kg /m2 todavía produjo un 1,35 veces (IC 95% = 1,24-1,47) en comparación con el aumento del riesgo de referencia IMC (el valor de la mediana de la categoría más baja).
la heterogeneidad significativa existía en nuestro meta-análisis, esperado. Hemos examinado con más detalle los factores que contribuyeron a la heterogeneidad significativa de sensibilidad y análisis estratificado. El origen étnico parecía ser las fuentes críticas de heterogeneidad. La obesidad ha aumentado en muchas poblaciones norteamericanas y europeas en las últimas tres décadas; más de 21.9% en los Estados Unidos y el Reino Unido de adultos obesos, y las tarifas de población asiática generalmente se quedaron atrás [40]. En nuestro meta-análisis, la población blanca tenía mayor riesgo que los asiáticos en el mismo punto del índice de masa corporal. La posible explicación podría ser que el blanco tenía un mayor porcentaje de grasa corporal por categoría de IMC que los individuos de Asia. Incluso en el mismo grupo étnico, la asociación de IMC-grasa corporal mostró una heterogeneidad [41]. Esta era una consideración importante dado que la correlación entre el IMC y el riesgo de cáncer de hígado podría diferir a través de diversos orígenes étnicos.
El meta-análisis previos indicaron que todos los hombres se encuentran en mayor riesgo de desarrollar cáncer de hígado que en las mujeres, sin embargo , debido a la insuficiencia de muestras de mujeres para formar estrías cúbicos restringidos para establecer el modelo no lineal, sólo encontramos la asociación significativa entre el IMC con el cáncer de hígado en los hombres. Los resultados de los hombres llegaron a una estimación similar a la SC Larsson: riesgos relativos fueron 2,42 (IC del 95% = 1,83-3,20) y 2,46 (95% CI = 1,91-3,18), respectivamente. La posible razón refleja la diferencia de género podría estar relacionado con las diferencias de la hormona. Estudios epidemiológicos y en animales han sugerido que los hombres tienen una mayor incidencia de cáncer de hígado que las mujeres podrían ser debido a los efectos estimulantes de los andrógenos y los efectos protectores de los estrógenos [42]. Un meta-análisis encontró que la concentración de testosterona se asocia con un menor riesgo de diabetes en los hombres, pero un mayor riesgo en el sexo femenino [43]. Diabetes, como un factor estrechamente correlacionado con la obesidad en el síndrome metabólico, se ha sugerido que el factor de riesgo independiente de cáncer de hígado. De modo que el efecto de la hormona podría ser la razón de la fuerte asociación de la obesidad con cáncer de hígado en los hombres que en mujeres. Las causas reales de la diferencia de género todavía necesitan ser explorados.
También hubo varias limitaciones que puedan afectar la interpretación de los resultados en nuestro meta-análisis. En primer lugar, splines cúbicos restringidos requieren datos suficientes para formar modelos polinomiales dentro de cada categoría de BMI. Por desgracia, no había datos suficientes para permitir una relación dosis-respuesta en los diferentes subgrupos, el grupo étnico y método medida femeninos, afectando el poder de las estadísticas. En segundo lugar, algunos factores de confusión importantes no se han medido con suficiente precisión. Sólo algún artículo había considerado el consumo de alcohol, el tabaquismo, el estado de la infección por hepatitis, factores de la dieta y la actividad física. La falta de ajuste para estos factores de riesgo importantes limita la capacidad de generalizar entre la obesidad y cáncer de hígado. Por último, el IMC fue la más frecuente, pero no el mejor índice para evaluar la adiposidad corporal; Se han sugerido otros métodos medidas antropométricas como la relación cintura-cadera y circunferencia de la cintura [44] para ser predictores de enfermedad más pertinentes y sensibles que el IMC [45] Sin embargo, pocos estudios proporcionaron dicha información para permitir el análisis exhaustivo de las asociaciones entre los estudios.
han acumulado considerables pruebas para apoyar los vínculos entre la obesidad y el aumento del riesgo de varios tipos de cáncer: mama posmenopáusico, endometrio, riñón, colon, páncreas, vesícula biliar y los cánceres de esófago [46], pero los mecanismos que vinculan la obesidad y estos tipos comunes de cáncer aún no se entienden completamente. Estudios recientes han sugerido que la inflamación puede ser el mecanismo potencial primaria relaciona la obesidad con cáncer de hígado. La evidencia biológica indica que los altos niveles de interleucina 6 y factor de necrosis tumoral, que se asocian con la obesidad, se volvieron células sanas en las malignas a través de la inflamación crónica de bajo grado del hígado [47]. Por otra parte, la inflamación era sólo una posible relación entre la obesidad y el cáncer. Además, el consumo de alcohol, virus de la hepatitis y muchos otros factores probablemente también afectaron estas células [48]. La diabetes es un factor de riesgo independiente de cáncer de hígado [8] se correlaciona estrechamente con la obesidad. Tanto la diabetes y la obesidad contribuyen al síndrome metabólico [49]. Algunas hipótesis han indicado que la obesidad está involucrado en anormalidades metabólicas [50], en el que la insulina y factores de crecimiento similares pueden distorsionar el equilibrio normal entre los determinantes de la proliferación celular, la diferenciación y la apoptosis, y por lo tanto puede promover la carcinogénesis [51]. Por lo tanto, los mecanismos biológicos que subyacen a la relación entre la obesidad, el cáncer todavía necesitan ser aclarados.
Conclusiones
Los resultados de metanálisis, descripción exacta de la función del IMC con el cáncer de hígado, lo que sugiere que el exceso de índice de masa corporal se asoció con el riesgo de cáncer de hígado. Además, la correlación puede diferir a través de diversos orígenes étnicos.
Apoyo a la Información
Figura S1. diagrama de flujo
de selección de los estudios.
doi: 10.1371 /journal.pone.0044522.s001 gratis (TIF)
figura S2.
La curva del índice de masa corporal y el riesgo de cáncer de hígado para el varón (
P
-heterogeneity = 0,005;
P
non-linear & lt; 0,001).
doi: 10.1371 /journal.pone.0044522.s002 gratis (TIF)
Figura S3.
La curva del índice de masa corporal y el riesgo de cáncer de hígado para medir directamente el IMC (
P
-heterogeneity = 0,032;
P
non-linear & lt; 0,001).
doi: 10.1371 /journal.pone.0044522.s003 gratis (TIF)