PLoS ONE: En epidemiologisk revurdering af den Familial Aggregering af prostatakræft: en meta-Analysis

Abstrakt

Undersøgelser af familiær sammenlægning af kræft kan foreslå et samlet bidrag på nedarvede gener eller et fælles miljø i udviklingen af malign sygdom. Vi udførte en meta-analyse af familiær ophobning af prostatakræft. Ud af 74 undersøgelser rapporterer data om familiær sammenlægning af prostatakræft i uselekterede populationer hentes af en PubMed søgning og browsing referencer, blev 33 uafhængige undersøgelser, der opfylder inklusionskriterierne anvendes i analysen udført med tilfældige effekter model. Den samlede rate ratio (RR) for første grad familiens historie, dvs. påvirkede far eller bror, er 2,48 (95% konfidensinterval: 2,25-2,74). Forekomsten sats for mænd, der har en bror, der fik prostatakræft stiger 3,14 gange (CI: 2.37-4.15), og for dem med berørte far 2,35 gange (CI: 2,02-2,72). Den samlede vurdering af RR for to eller flere berørte første grad familiemedlemmer i forhold til ingen historie i far og bror er 4,39 (CI: 2,61-7,39). First-graders slægtshistorie synes at øge forekomsten af ​​prostatakræft mere hos mænd under 65 (RR: 2,87, CI: 2,21-3,74), end hos mænd i alderen 65 og ældre (RR: 1,92, CI: 1,49-2,47), p for interaktion = 0,002. Den kan henføres fraktion blandt dem, der har en berørt første grads slægtning svarer til 59,7% (CI: 55,6-63,5%) for mænd i alle aldre, 65,2% (CI: 57,7-71,4%) for mænd yngre end 65 og 47,9% (CI : 37,1-56,8%) for mænd i alderen 65 år eller ældre. For dem med en familie historie i 2 eller flere første-graders familiemedlemmer 77,2% (CI: 65,4-85,0%) af prostatakræft forekomst kan tilskrives den familiære klyngedannelse. Vores kombinerede skøn viser stærk familiær klyngedannelse og en signifikant effekt-modifikation af alder betyder, at familiær sammenlægning var forbundet med tidligere sygdomsdebut (før alder 65)

Henvisning:. Kiciński M, Vangronsveld J, Nawrot TS (2011) en epidemiologisk revurdering af den Familial Aggregering af prostatakræft: en meta-analyse. PLoS ONE 6 (10): e27130. doi: 10,1371 /journal.pone.0027130

Redaktør: Julian Little, University of Ottawa, Canada

Modtaget: Januar 16, 2011; Accepteret: 11 oktober 2011; Udgivet 31. oktober, 2011

Copyright: © 2011 Kiciński et al. Dette er en åben adgang artiklen distribueres under betingelserne i Creative Commons Attribution License, som tillader ubegrænset brug, distribution og reproduktion i ethvert medie, forudsat den oprindelige forfatter og kilde krediteres

Finansiering:. Undersøgelsen blev støttet af Scientific Fund FWO (URL: www.fwo.be, krediet aan navorsors; 1.5.158.09.N.00), og Micha $ Kiciński har en ph.D. fællesskab af Research Foundation – Flandern (FWO). De finansieringskilder havde ingen rolle i studie design, indsamling og analyse af data, beslutning om at offentliggøre, eller forberedelse af manuskriptet

Konkurrerende interesser:.. Forfatterne har erklæret, at der ikke findes konkurrerende interesser

Introduktion

Prostatacancer er en af ​​de mest almindelige cancerformer blandt mænd i de udviklede lande [1]. En masse af beviser for, at en familie historie af sygdommen er en vigtig risikofaktor [1], [2]. I 2003 tre metaanalyser evaluerede stigning i risikoen for prostatakræft hos pårørende til de ramte mænd [3] – [5]. Siden da har familiær klyngedannelse blevet vurderet i en række nye populationer. Desuden nyere data er tilgængelige fra de store årgange i Sverige [6] og [7] USA. Vi studerede alle data op til september 2010 til at vurdere styrken af ​​prostatakræft familiær sammenlægning. For at vurdere effekten af ​​en familie historie af prostatakræft på sygdomsforekomst, vi skønnede også de henførbare fraktioner blandt mænd med berørte slægtninge.

Metoder

Søgning

Vi gennemset PubMed database ved hjælp søgeordet “(prostatakræft) og (familie historie)«. Den sidste ændring blev udført 21. september 2010. Ud af 801 oprindeligt identificerede artikler, 53 rapporter fremlagt data om sammenhængen mellem familie historie og risiko for prostatakræft i en umarkeret population af mænd (se figur S1). Case-kontrol undersøgelser ved hjælp af udvalgte befolkningsgrupper som tilfælde (eksempel: patienter, der gennemgår prostatektomi [8], [9]) og kohorteundersøgelser med en bestemt kohorte (eksempel: rygere [10]) blev udelukket for at undgå bias eller heterogenitet på grund af disse befolkningskarakteristika . Yderligere 21 undersøgelsesrapporter blev fundet gennem referencerne for de undersøgelser, identificeret via PubMed database.

Valg

74 relevante artikler blev kodet. Som kvalitetskontrol, betragtede vi studie design, kontrol for alder og den måde, familiens historie er konstateret. Kohortestudier og case-control studier rapporterer aldersjusterede skøn eller ved hjælp af tilsvarende alder kontroller blev inkluderet. Tværsnitsundersøgelser [11] – [17] blev udelukket. To undersøgelser, hvor forsøget på at matche for alder resulterede ikke i en tilsvarende alder af tilfældene og kontrollen [18], [19] og en undersøgelse, hvor kontrollerne ikke var alder-matchede og alders-justeret skøn blev ikke rapporteret [20] blev udelukket. Derudover blev en case-kontrol undersøgelse udelukket [21], fordi ingen af ​​deltagerne rapporterede en familie historie af prostatakræft. Studiet af McCahy et al. [22] blev ikke brugt i de vigtigste analyse, fordi det var karakteriseret ved klart perifere resultater (odds ratio for første grad familiens historie 17,83). Indflydelsen af ​​udelukkelse af denne undersøgelse på estimaterne blev vurderet i følsomhedsanalysen

Fem undersøgelser [23] – [27]. Blev udelukket, fordi den undersøgte type familiær klyngedannelse ikke svarede til nogen af ​​eksponeringerne og referencepunkter kategorier betragtes i denne meta-analyse (påvirket førstegradsslægtninge, dvs. far og /eller bror (r), versus ikke påvirket far versus ikke, påvirket far versus ingen berørte førstegradsslægtninge, påvirket bror (r) versus ikke påvirket bror (r) versus ingen berørte første grad-slægtninge, påvirkede første eller anden grads slægtning (e) versus ikke, to eller flere berørte førstegradsslægtninge versus ingen historie i førstegradsslægtninge). To artikler [28], [29] blev udelukket på grund af den manglende definition af ‘familie historie «.

kopiering i studiepopulationer blev undgået, således at hver samlet skøn var baseret på uafhængige undersøgelser. I tilfælde af en overlapning mellem befolkningerne fra flere undersøgelser bruger samme design blev en case-kontrol undersøgelse med det største antal deltagere eller den seneste kohortestudie inkluderet. Den case-kontrol undersøgelse rapporteret af Negri et al. [30] blev foretrukket frem Gallus et al. [31] og Randi et al. [32], og Krain, 1974 [33] i Krain, 1973 [34]. Ud af mange rapporter baseret på den svenske cancer register [6], [35] – [45], kun det seneste [6] blev anvendt. Ligeledes blev de seneste fund medtaget fra undersøgelserne ved hjælp af Utah befolkning databasen [7], [46], [47] og den amerikanske Health Professionals Kohorte [48], [49]. Når der var en befolkning overlapning mellem undersøgelser ved hjælp af et andet design, den kohorte undersøgelse [6] blev foretrukket over case-kontrol undersøgelser [50] – [53], og nested case-kontrol undersøgelse [7] i studiet af Vesten et al. [54]. Et resumé af de 25 case-kontrol undersøgelser [30], [33], [55] – [77] og 8 kohorte-baserede undersøgelser [6], [7], [49], [78] – [82] inkluderet i analysen er vist i tabel 1 og tabel 2.

Dataanalyse

de kombinerede estimater blev udtrykt med forholdet mellem incidensrater (RR) blandt de eksponerede og dem, der ikke er udsat. De hazard ratio, odds ratio fra de logistiske regressionsmodeller, og odds ratioer beregnet fra kontingenstabeller antages at estimere sats nøgletal. Dette mål for Foreningen blev anset for hensigtsmæssigt at udtrykke de kombinerede estimater af flere grunde. For det første, var hazard ratio, som kan anslås i kohortestudier og prøveudtagning tæthed case-kontrol undersøgelser [83], er gyldige skøn over den nøgletal [84]. Også de odds ratio fra de logistiske regressionsmodeller fra prøveudtagning tæthed case-kontrol studier kan bruges til at estimere sats nøgletal uden eventuelle justeringer [85]. Desuden skævhed indført ved at estimere den sats nøgletal med odds ratio er generelt mindre, end når de risikofaktorer nøgletal er estimeret ud fra de odds ratioer [85].

Når kun rå data i en case-kontrol undersøgelse med aldersmatchede kontroller var tilgængelig, odds ratio og konfidensintervallet blev beregnet ud fra kontingenstabel. I tilfælde forelå flere foranstaltninger, den ene justeret for flere variabler blev foretrukket. Hvis resultaterne blev rapporteret i strata, blev den faste virkninger model, der anvendes til at opnå den poolede estimat fra undersøgelsen. I lighed med den tidligere meta-analyser på familiær ophobning af prostatakræft [3] – [5], skønnene for mænd med berørte far i forhold til mænd uden påvirket far blev samlet med der er baseret på reference kategori af mænd uden familie historie i første graders familiemedlemmer. Den samme analyse strategi blev anvendt for mænd med berørte bror (r). De skøn baseret på reference- kategorierne “mænd uden berørte brødre” og “mænd uden berørte førstegradsslægtninge ‘blev samlet i én analyse.

For at vurdere de offentlige sundhedsmæssige konsekvenser af vores resultater, vi anslået henførbare fraktioner blandt dem med en familie historie af prostatakræft [86]. Foranstaltningen blev defineret som den andel af sygdomsforekomst henføres til eksponering. Den kan henføres fraktion blandt dem, der udsættes kan udtrykkes som: AF

E = (

RR

-1) /

RR

[84]. Vi skønnede AF

E ved at tilslutte vores estimater af satsen nøgletal i ligningen, som ofte omtales som den Mantel-Haenszel tilgang [87]. De tillid grænser blev opnået ved hjælp af Wald-metoden [88], med standardafvigelser anslået af Monte Carlo simulation [89].

Estimaterne fra de enkelte studier blev kombineret på log-skala. Den Cochran Q statistik viste tegn på heterogenitet større end forventet af stikprøvevariansen alene. Derfor brugte vi den tilfældige effekter model til at opnå de kombinerede estimater. For hver kombineret estimat tragten plot, det vil sige et plot af effekter estimater versus deres standard fejl, blev visuelt undersøgt og Egger s asymmetri test [90], blev anvendt for at vurdere tilstedeværelsen af ​​en publikation bias. En meta-regression blev udført for at undersøge effekten af ​​studiedesign (kumulativ sampling case-kontrol versus andet), etnicitet (kaukasisk versus andet), land (US versus andet) og offentliggørelse år på rate ratio for første grad familiens historie . Effekten af ​​etnicitet på den kombinerede estimat blev estimeret ved hjælp af den blandede effekter model. For at vurdere effekten af ​​at bruge de odds ratioer fra kumulativ-prøveudtagning case-kontrol studier som estimater for rate ratio, vi skønnede også rate ratio for første grad familiens historie kun bruger kumulativ-prøveudtagning case-control studier de og sammenlignet det med rate ratio kun baseret på densitet-sampling case-kontrol studier. Følsomhed af resultaterne blev undersøgt ved genberegning af de poolede foreningens størrelser efter udelukkelse af undersøgelser én efter én. Som alle undersøgelser rapporterer familiær sammenlægning for mænd under 65 år også fremlagt data for aldersgruppen 65 år og ældre, blev parret t-test bruges til at vurdere betydningen af ​​forskellen. Analysen blev gennemført i SAS (version 9.2, Cary, NC, USA). Den rmeta pakke af R-softwaren (version 2.11.1) blev anvendt til de parceller.

Resultater

Puljede skøn

Den samlede sats ratio for mænd med første-grad familie historie, dvs. påvirket far eller /og bror (r), var baseret på 19 case-kontrol [30], [57] – [60], [62] – [68], [70] – [72], [ ,,,0],74] – [77], 3 nested case-kontrol [7], [80], [82] og 4 kohorteundersøgelser [6], [49], [78], [81]. 18 uafhængige undersøgelser [6], [30], [49], [55] – [57], [60], [61], [63] – [66], [70], [71], [73] , [75], [78], [81], forudsat data for mænd med historie af prostatakræft i far og 16 [6], [30], [49], [57], [61], [63] – [ ,,,0],66], [70], [71], [73], [75], [78], [79], [81] for mænd med historie af prostatakræft i en bror (r). Den kombinerede estimat for historie af prostatacancer i en anden grads slægtning var baseret på 5 undersøgelser [7], [58], [64], [66], [70]. Syv studier [6], [57], [62], [63], [66], [71], [76] blev anvendt til at estimere rate ratio for 2 eller flere berørte første grad familiemedlemmer. Fem undersøgelser [6], [49], [63], [65], [71], forudsat data for de forskellige aldersgrupper.

De kombinerede sats nøgletal og de tilsvarende henførbare fraktioner blandt dem, der udsættes rapporteres i tabel 3. den nøgletal for firstdegree familiehistorie, dvs. påvirkede far eller /og bror (r) (figur 1), påvirkede far (figur 2), og påvirkede bror (er) (figur 3) var større end 2, med 95% konfidensniveau. Den estimerede rate ratio for to eller flere berørte førstegradsslægtninge lig 4,39 (95% konfidensinterval: 2,61-7,39). Satsen ratio for første grad familiens historie var signifikant højere for mænd yngre end 65, end for mænd i alderen 65 år eller ældre, p = 0,002.

Skøn fra case-kontrol studier er præsenteret på toppen. De er adskilt fra skønnene fra kohorte-baserede studier med et linjeskift.

Skøn fra case-kontrol studier præsenteres på toppen. De er adskilt fra skønnene fra kohorteundersøgelser med et linjeskift.

Skøn fra case-kontrol studier er præsenteret på toppen. De er adskilt fra skønnene fra kohorteundersøgelser med et linjeskift.

59,7% af forekomsten af ​​prostatakræft hos mænd med en berørt første grads slægtning kunne tilskrives denne risiko faktor (CI: 55,6-63,5%). Når to eller flere første-graders familiemedlemmer blev ramt, den kan henføres fraktion svarede 77,2% (CI: 65,4-85,0%). For mænd yngre end 65, den anslåede henføres fraktion svarede 65,2% (CI: 57,7% -71,4%) og for mænd 65 eller ældre 47,9% (CI: 37,1-56,8%).

Offentliggørelse bias og følsomhedsanalyse

resultatet af Egger test for første grad familiens historie (p = 0,99), påvirkede far (p = 0,86), påvirkede bror (er) (p = 0,33), og påvirkede anden grads slægtning ( p = 0,06) indikerer ikke en publikation bias. Tragten plot for første grad familiens historie tyder på en potentiel publikationsbias (se figur 4). Især rate ratio for undersøgelsen af ​​Suzuki et al. [75], en forholdsvis lille undersøgelse, er langt den største fra alle de undersøgelser, der indgår i analysen. Følsomhedsanalysen viste, at hverken en beslutning om at medtage denne undersøgelse, eller nogen anden flyttet skønnet over rate ratio for første grad familiens historie eller påvirkede far mere end 0,1. Analyse gennemføres uden den undersøgelse, som Chen et al. [49] gav rate ratio for påvirket bror (r) 0,18 større end skønnet baseret på alle de undersøgelser. Eksklusive ingen af ​​de andre undersøgelser førte til en ændring af mere end 0,12.

Studiet af Suzuki et al., Der kan være genstand for offentliggørelse bias, er angivet med en firkant.

Den kombinerede estimat for mænd i alderen 65 eller ældre ikke ændre mere end 0,1, når en af ​​de undersøgelser, den var baseret på blev udelukket. For alder kategori af mænd yngre end 65, steg fra 2,87 til 3,38, når den undersøgelse, som Chen et al. [49] ikke var medtaget, som var den største ændring af estimatet, når en af ​​de undersøgelser, den var baseret på blev udelukket. Resten af ​​estimaterne syntes at være mere følsomme over for ændringer i prøven af ​​undersøgelser. Undersøgelserne af Magura et al. [64] og Kerber et al. [7] havde den største effekt på skøn over rate ratio for de ramte anden grad familiemedlemmer. Eksklusive dem ændret estimatet 2,52-2,08 og 3,29 hhv. Ikke inklusive den undersøgelse, som Staples et al. [71] i prøven anvendes til at estimere rate ratio for to eller flere berørte førstegradsslægtninge førte til et fald af estimatet 4,39-3,89, og ikke bruger den undersøgelse, som Lesko et al. [63] til en stigning på 4,96, som var de største ændringer i estimatet, når en af ​​de undersøgelser, den var baseret på blev udelukket. Herunder den undersøgelse, som McCahy et al. [22] ville ikke ændre nogen af ​​de kombinerede estimater med mere end 0,1.

De meta-regressioner viste, at hverken studiedesign, land eller udgivelsesår haft en betydelig indflydelse på de kombinerede estimater for første- slægtninge (p = 0,40 for at studere design, p = 0,08 for land, og p = 0,29 til offentliggørelse år). Den anslåede multiplikativ effekt af etnicitet på rate ratio lig 1,04 (CI: 0,83-1,30). Den estimerede rate ratio svarede 2.50 for den hvide befolkning og 2,41 for andre befolkningsgrupper. Denne forskel var ikke signifikant, p = 0,75. Den estimerede rate ratio kun baseret på de kumulative-prøveudtagning case-control studier og kun på de density-sampling case kontrol studier svarede 2,61 (CI: 2,25-3,02) og 2,44 (CI: 2,08-2,87). Henholdsvis

Discussion

Vi identificerede 74 artikler rapporterer oplysninger om sammenhængen mellem familie historie og prostatakræft fra undersøgelser foretaget i 16 lande i Nordamerika, Europa, Asien og Australien. De identificerede undersøgelser afveg med hensyn til forsøgsdesign, analysen, blev den måde, slægtshistorie opgøres, den undersøgte type klyngedannelse, og henvisningen kategori, som de brugte. 25 case-kontrol studier og 8 kohorte-baserede studier med ikke-overlappende befolkninger fra 8 lande og 4 kontinenter mødtes inklusionskriterierne og rapporteres data om de betragtede typer af klyngedannelse. Ifølge vores estimater, næsten 60% af prostatakræft forekomsten blandt mænd med første grads familiens historie kan henføres til denne risikofaktor.

følsomhedsanalyse viste, at undersøgelsens resultater enkelte havde en lille indflydelse på det poolede skøn over den ratio for første grad familiens historie, påvirket bror (r), og påvirkede far. Resultaterne for de ramte andengrads slægtninge og til 2 eller flere berørte første grad familiemedlemmer, som er baseret på et lille antal studier, er mere følsomme over for ændringer i prøven af ​​undersøgelser, der anvendes i analysen, og derfor bør behandles med forsigtighed. Den meta-regression og ligheden mellem de kombinerede skøn baseret kun på de kumulative-prøveudtagning case-control studier og kun på de density-prøveudtagning case-kontrol studier antydet, at bruge de odds ratioer fra kumulativ-sampling case-kontrol studier som estimater af sats nøgletal ikke væsentligt forspænde vores estimater.

Vi har ikke forsøgt at identificere upublicerede studier. hverken den visuelle undersøgelse eller de statistiske procedurer foreslås imidlertid, at publikationsbias kunne have en vigtig indflydelse på estimaterne. Med undtagelse af den undersøgelse, som Glover et al. [58], de undersøgelser, der indgår i analysen blev udført i de udviklede lande, de fleste af dem i USA. Vores analyse ikke tyder på, at en forskel i styrken af ​​familiær klyngedannelse mellem USA og andre lande eksisterer. generalisere resultaterne til mænd ikke bor i de udviklede lande, kan dog være uhensigtsmæssigt. Befolkningen i de fleste af de betragtede studier var kaukasisk. viste imidlertid meta-regression, at effekten af ​​etnicitet på hastigheden ratio for første grad familiens historie var lille og ikke signifikant. Dette fund tyder på, at styrken af ​​sammenhængen mellem familie historie og prostatakræft for kaukasiske mænd er som i andre populationer.

Den mængde beviser på sammenhængen mellem familie historie og prostatakræft, der var tilgængelig i vores undersøgelse var meget større, end i den foregående meta-analyse. Siden 2003 har styrken af ​​foreningerne blevet undersøgt i en række nye bestande og en nyere data er blevet rapporteret fra den svenske cancer register og Utah befolkning databasen. Dette tillod anvendelse af kriterier stringente inklusions- og samtidig fastholde et stort antal undersøgelser. I modsætning til de tidligere værker, blev der taget adskillige foranstaltninger for at forbedre kvaliteten af ​​analysen. For at undgå en mulig skævhed forårsaget af konfoundere de undersøgelser blandt bestemte befolkningsgrupper såsom rygere [10] blev udelukket. Som en henvisning til prostata undersøgelse kan forekomme hyppigere blandt mænd med prostatakræft slægtshistorie, af en læge [11], [12], [14] de tværsnitsdata data indsamlet blandt mænd, der er nævnt undersøgelse blev ikke brugt. Homogenitet af studierne var sikret ved kun herunder de undersøgelser, hvor familiens historie blev definerede og svarer til en af ​​de undersøgte typer af klyngedannelse. Endelig, som sammenlægning af de undersøgelser, der kræves antagelsen om uafhængighed, overlapper i studiegrupper populationer blev undgået

Resultaterne bekræfter konklusionerne i de tidligere metaanalyser [3] -. [5] og støtte American Cancer samfund retningslinjer. Vi observerede mere end en 2-fold stigning i forekomsten af ​​sygdommen for alle de undersøgte typer af familiær klyngedannelse, hvilket betyder, at over 50% af prostatakræft tilfælde blandt mænd med en bestemt type familie historie kan henføres til familiær gruppering af sygdommen. At have en bror med prostatakræft synes at være forbundet med en større stigning i incidensraten end at være en søn af en far med prostatakræft. Forekomsten stiger med et stigende antal af berørte familiemedlemmer. Slægtshistorie synes at øge forekomsten af ​​prostatakræft for mænd yngre end 65 mere, end for mænd i alderen 65 og ældre, hvilket tyder på den relative betydning af genetiske faktorer og /eller fælles miljø og /eller fødevarer faktorer i en tidlig debut af prostata kræft. I tråd med vores konklusioner American Cancer Society (ACS) anbefaler, at mænd i gennemsnit risiko bør tilbydes test begynder i en alder af 50, og at mænd med øget risiko for prostatakræft, som dem med en historie af sygdommen i en far eller bror i en ung alder, bør begynde at teste med både det specifikke antigen blodprøve prostata og digital rektal undersøgelse i en alder af 45, eller endnu yngre, hvis de har flere slægtninge med sygdommen.

Støtte oplysninger

Figur S1.

Flow af inkluderede studier

doi:. 10,1371 /journal.pone.0027130.s001

(DOC)