La deficiencia de la nutrición aumenta el riesgo de cáncer de estómago mortality

deficiencia de la nutrición aumenta el riesgo de mortalidad por cáncer de estómago
Resumen Antecedentes
Francia El objetivo del estudio es determinar si la exposición a la desnutrición durante la vida temprana se asocia con un mayor riesgo de cáncer de estómago en su vida posterior.
Métodos comentario el protocolo de diseño incluyó el análisis de la tendencia de la mortalidad por cáncer gástrico y de la nutrición y la evaluación de la asociación entre la deficiencia de nutrientes en los primeros años de vida y el riesgo de cáncer gástrico por jerárquica cohorte de edad-periodo-nacimiento (APC) análisis utilizando modelos de Poisson log-lineales generales y comparar la diferencia entre las cohortes de nacimiento que fueron expuestos a la hambruna en china desde 1959 hasta 1961 y los que no fueron expuestos a la hambruna. Se obtuvieron datos sobre la mortalidad por cáncer de estómago a partir de 1970 a 2009 y los patrones de la dieta a partir de 1955 a 1985, que incluía el período 1959-1961 hambruna en China en la población del condado de Zhaoyuan. La información nutricional se recolectó 15 años antes de los datos de mortalidad como basada en la última referencia de incubación de la enfermedad.
Resultados
análisis de APC reveló que la deficiencia nutricional grave durante la vida temprana puede aumentar el riesgo de cáncer de estómago. En comparación con la cohorte 1960-1964 nacimiento, el riesgo de cáncer de estómago en todas las cohortes de nacimiento de 1900 a 1959 aumentó de manera significativa; en comparación con la cohorte de 1970-1974, el riesgo de cáncer de estómago en la cohorte 1975-1979 aumentado considerablemente, mientras que los otros tenían una disminución constante del riesgo; en comparación con el grupo de edad 85-89 en la encuesta 2005-2009 muerte, las RUP disminuyeron con la edad más joven y alcanzaron niveles significativos para el grupo de 50-54 años de edad después de ajustar los factores de confusión. El grupo 1930-1964 (expuestos a la hambruna) tenía una tasa de mortalidad más alta que la 1965-99 grupo (no expuestas a la hambruna). Para los hombres, el riesgo relativo (RR) fue de 2,39 y el intervalo de confianza del 95% (IC) fue de 1,51 a la de 3.77. Para las mujeres, el RR fue 1,64 y el 95% CI fue de 1.02 a la 2.62.
Conclusión
Los resultados del presente estudio sugieren que la desnutrición prolongada durante la vida temprana puede aumentar el riesgo de mortalidad por cáncer de estómago en su vida posterior.
Palabras clave
nutritivo deficiencia de mortalidad por cáncer de estómago exposición hambre Antecedentes
la incidencia y las tasas de mortalidad de cáncer gástrico han disminuido en todo el mundo durante las últimas décadas [1-4]. Sin embargo, este tipo de cáncer sigue siendo la segunda causa más importante de muerte por cáncer, especialmente en China [5, 6]. La relación entre las condiciones nutricionales de los primeros años de vida y la mortalidad por cáncer gástrico en la vida posterior ha sido objeto de debate. Algunos estudios han hallado una asociación entre el cáncer gástrico y condiciones de vida inferiores, incluyendo una alta mortalidad infantil en todo el momento del nacimiento [7, 8], así como gradientes bajos y circunstancias socioeconómicas durante la vida temprana [9-12]. En contraste, no se observó asociación en otros estudios [13]. Durante la infancia y la niñez, factores tales como el consumo de sal, la ingesta de vitamina C [14], y Helicobacter pylori gratis (H. pylori
) la infección [15] pueden estar relacionados con la etiología del cáncer de estómago. Un
estudio reciente ha revelado que varios componentes de cítricos suprimen fuertemente CD74 (un nuevo receptor para H. pylori
ureasa) expresión en la línea celular de carcinoma gástrico. Aurapteno (citrus cumarina) se encuentra para interrumpir la activación de la señalización regulada extracelular inanición inducida por suero quinasa media, y atenuar H. pylori
adhesión, así como la producción de IL-8 en un sistema de co-cultivo [16]. la evolución favorable de la nutrición infantil pueden haber contribuido a la disminución obvia en la mortalidad por cáncer de estómago.
Existe alguna evidencia en la literatura de salud de la población que muestra que la exposición a la desnutrición en el período fetal y la primera infancia tiene efectos duraderos en la salud [17, 18 ]. Hambres proporcionan un entorno cuasi-experimental para la observación de los efectos a largo plazo de la privación nutricional en el desarrollo humano. La exposición a la hambruna en la vida temprana se asocia con un mayor riesgo de desarrollar síndrome metabólico en la vida posterior, que incluye la hipertensión [19-21], resistencia a la insulina [22-25], la obesidad central [26-28] y la dislipemia [29, 30 ]. Un estudio proporciona evidencia adicional de que tanto la exposición fetal e infantil a gran hambre aumentó el agrupamiento de los factores de riesgo metabólicos que predisponen a una persona a la diabetes tipo 2 y enfermedades cardiovasculares [31]. Hasta la fecha, la vinculación de la exposición a la hambruna china con el riesgo de cáncer de estómago en su vida posterior no ha sido reportado. Francia El 1959-1961 hambruna en China fue la más grande en la historia humana, y afectó a toda China. La génesis de la hambruna fue la campaña "Gran Salto Adelante", lanzada por Mao en 1958 [32, 33]. Condado de Zhaoyuan, uno de los condados rurales más afectadas en ese momento, fue uno de los lugares de China con las tasas de mortalidad por cáncer de estómago más altas según la primera encuesta de muerte por cáncer realizado entre 1970-1974 en la provincia de Shandong. Desde entonces, los datos sobre todas las causas de muertes en el área han sido controlados [34]. Francia El objetivo fue describir las tendencias de mortalidad entre las sucesivas cohortes de nacimiento considerando la desnutrición en las primeras décadas de su vida. La hipótesis principal era que la malnutrición durante la vida de la niñez temprana o se asocia con un mayor riesgo de desarrollar cáncer de estómago en su vida posterior. Hemos utilizado los datos sobre la prevalencia de mortalidad por cáncer de estómago en una población en riesgo de mortalidad elevada, es decir, la población del condado de Zhaoyuan. El uso de estos datos, se evaluaron las tendencias de mortalidad por cáncer de estómago en las diferentes cohortes. Conclusiones: La exposición a la hambruna en China para que se corresponda estrechamente con la desnutrición a largo plazo durante la vida temprana.
Métodos Diseño del estudio
Francia El protocolo sujeto humano para este estudio fue aprobado por el Comité de Ética de la Facultad de Medicina de la . Shandong Academia de Ciencias médicas de Francia el diseño del presente estudio consistió en tres partes: (1) analizar la tendencia de la mortalidad por cáncer gástrico durante 1970-2009 en el condado de Zhaoyuan y estimar la menor referencia del periodo de incubación de gástrica cáncer; (2) para evaluar la eficacia de la deficiencia de nutrientes y el análisis de si está vinculado con el riesgo de cáncer gástrico por jerárquica edad-período-cohorte (APC) de los datos de vigilancia disponibles; (3) para comparar la diferencia en el riesgo de mortalidad por cáncer gástrico entre las cohortes de nacimiento que fueron expuestos a la hambruna 1959-1961 china y las cohortes de nacimiento que no fueron expuestos a la hambruna.
De datos de mortalidad de cáncer de estómago
se obtuvieron datos sobre el número de muertes por cáncer de estómago en la población entre 1970 y 2009. Los datos para el período de 1970 a 1984 provenía de tres estudios retrospectivos de mortalidad (1970-1974, 1975-1979 y 1980-1984) llevadas a cabo por nuestro grupo de investigación [6]. Los datos para el período comprendido entre 1985 y 2009 han entrado a partir de la división de registro de defunciones del Centro de Control y Prevención del condado de Zhaoyuan, la enfermedad que sólo comenzó registrarse muertes en 1985.
Con el fin de controlar la calidad de los datos, un sistema de registro interno del procedimiento , que evaluó la puntualidad del registro de defunciones, integridad de los datos en el formulario de inscripción, así como la exactitud de los errores de entrada de datos fueron corregidos a través de re-verificación de los registros hospitalarios por cada muerte. validez de los datos y la integridad se evaluaron utilizando índices tales como la proporción de casos microscópicamente verificadas (MV%), la proporción de registros de muerte en certificados de sólo (DCO%), y la mortalidad al ratio de incidencia (M: I) [35]. Para los períodos de estudio de ocho muerte (1970-1974, 1975-1979, 1980-1984, 1985-1989, 1990-1994, 1995-1999, 2000-2004 y 2005-2009), los valores de% de media tensión fueron 42,7%, 43,5 %, 45.7%, 44.3%, 47.5%, 49.8%, 47.3% y 48.2%, respectivamente. Los valores de% de DCO fueron 2,1%, 1,8%, 2,5%, 1,9%, 1,0%, 0,9%, 0,8% y 0,02%, respectivamente. Otros casos fueron diagnosticados mediante el examen de la comida de bario gastroscopia o de rayos X sin necesidad de tratamiento quirúrgico. El M: I valores tenían entre 70,0 y 75,0 entre 1985 y 2009. Esto es consistente con el informe del condado de Qidong China [36]. Rao et al. (2007) utilizaron los códigos de hospital por cada muerte como un sistema de clasificación estándar para evaluar la validez de los diagnósticos de registro de la China urbana y la sensibilidad de validación de cáncer de estómago fue del 91,7% (intervalo de confianza del 95%: 86-97%) [37]. La sensibilidad de validación de cáncer gástrico en el condado de Zhaoyuan fue de 90,1% -. 95,6% durante el período de estudio Francia El código correspondiente al cáncer de estómago en la Clasificación Internacional de Enfermedades era 151 en la revisión 9º (1979-1994) y C16 en el 10ª revisión (1995-2009). Sobre la base de estos datos, la mortalidad por edad por sexo se calculó para 13 grupos de cinco años de edad (20 a 84) y 8 períodos de cinco años (1970 a 2009). El uso de estas clasificaciones, se identificaron 20 cohortes de nacimiento superpuestas de cinco años y se definen de acuerdo con el año central de la cohorte de nacimiento. Las tasas brutas y específicas por edad se calcularon para 8 períodos de tiempo de cinco años entre 1970 y 2009. Las tasas estandarizadas por edad fueron calculadas por el método directo, con la población estándar (Oficina Nacional para la Prevención y Control de 1980 Cáncer).
datos de la desnutrición
sobre la base de los datos del presente estudio de cáncer gástrico, se estima que la menor referencia del periodo de incubación de cáncer gástrico fue de 15 años (que se muestran a continuación). La información nutricional se recogió 15 años antes de los datos de mortalidad por cáncer gástrico.
Los datos sobre el grano per cápita de 1955 a 1985 para los agricultores vinieron de los registros históricos de Zhaoyuan County Anales [38]. Los componentes nutricionales que incluyen calocalorie, proteínas, grasas y carbohidratos se calcularon utilizando un método en el libro titulado "China Food Composición 2004" [39]. Francia El criterio de la desnutrición se basó en el estudio de Pertha y Debraj (1986) [ ,,,0],40], quien afirmó que "el promedio de las necesidades calóricas de la población de trabajadores agrícolas productivas (o para el desarrollo normal del niño) es 1870.7 calorías por día, y la necesidad promedio para mantenerse con vida es de aproximadamente 804.4 calorías por día."
respecto a la comida patrón de consumo de la población estudiada, verduras eran la prioridad. Alrededor del 90% la ingesta de proteínas y calorías más del 80% eran de verduras antes de que la economía se reformó y abrió [41, 42]. Por lo tanto, el grano promedio total per cápita se utilizó para estimar los componentes nutricionales en el presente estudio. No había datos históricos disponibles en la carne de los animales en los anales de la comarca. Por lo tanto, ajustamos los consumos de calorías y proteínas por un multiplicador de 1,10 (es decir, igual a 1 dividido por el 90% o el 80%). El hambre gravedad
Primera
, hemos adoptado el enfoque utilizado por Chen y Zhou (2007 ), que utiliza un exceso de mortalidad en 1959-1961 a nivel provincial para generar una medida de la gravedad de la hambruna [20]. El exceso de mortalidad se calculó como la diferencia entre las tasas de mortalidad en el año del hambre y el promedio de las tasas de mortalidad en 1956-1958. La Tabla 1 muestra las tasas de mortalidad de 1955 a 1966 y el exceso de las tasas de mortalidad de 1959 a 1963 en el condado de Zhaoyuan. Las tasas de mortalidad fueron relativamente estable antes de 1959, pero durante 1959-1963, las tasas de mortalidad aumentaron bruscamente y fueron en promedio significativamente más alto que los años antes y después de la hambruna. El período de tiempo (1959-1963) de la hambruna en el condado de Zhaoyuan era más largo que el promedio de 3 años (1959-1961) de la hambruna en el conjunto de la provincia de Shandong. El peor período de la hambruna en el condado de Zhaoyuan también fue de 1959 a 1961.Table 1 Las tasas de mortalidad de 1955 a 1966 y el exceso de la tasa de mortalidad de 1959 a 1962 y el número de personas nacidas durante 1956-1964 en Zhaoyuan

1956

1957

1958

1959

1960

1961

1962

1963

1964

1965

1966

Panel A: Las tasas de mortalidad en la provincia de Shandong y el condado de Zhaoyuan
Sandong una, b
12.1
12.1
12.8
18.2
23.6
18.4
12.4
11.8
12.0
10.2
9.9
Zhaoyuan
13.7
13.6
13.5
19.0
21.4
21.7
18.1
16.6
14.2
12.3
10.8
Panel B: un exceso de las tasas de mortalidad en la provincia de Shandong y Zhaoyuan Condado de Provincia Sandong
5,9
11,3
6,07
Zhaoyuan
5.4 7.8

8.1 4.5

3.0
0.6
Grupo C: El número de personas nacidas durante 1956-1964 en el condado de Zhaoyuan b
cohorte (nacido el año)
1956
1957
1958
1959
1960
1961
1962
1963
1964
población
12638 14732

10856
10751 11364

9393
16899 20176

17602
CSSIc
0,66
a:. Las tasas de mortalidad en exceso en la provincia de Shandong se adapta de Chen y Zhou (2007), Tabla 1, P664 Francia B : fuente de datos: Shandong Oficina de Estadística y Censo de Población. 1949-1984 Una compilación de datos estadísticos de población. Jinan, Shandong Jining Estadísticas de la Oficina de Prensa de 1985.
c: Término utilizado:. CSSI, tamaño de la cohorte índice de contracción
En segundo lugar, se utilizó el método propuesto por Huang, et al. (2010), que utiliza cohorte índice de tamaño de la contracción (CSSI) para evaluar la gravedad de la hambruna para cada condado en China [21]. El CSSI = (N nonfamine - N hambruna) /N nonfamine. Cuando la N el hambre es el tamaño de la cohorte media de una persona nacida durante los años de hambruna (1959-1961) y la N nonfamine es el tamaño medio de cohorte de una persona nacida durante los 3 años inmediatamente antes de la hambruna ( 1956-1958) y la 3 años inmediatamente después de la hambruna (1962-1964) en el condado de Zhaoyuan [43]. Como se muestra en la Tabla 1, el CSSI fue de 0,66 para el hambre en el condado de Zhaoyuan, y que estaba cerca del valor más alto de los 35 condados índices de hambruna (de 0,24 a 0,64) reportado por Huang, et al. [21]. Estadísticas
El cambio porcentual anual se calculó utilizando el modelo de regresión de puntos de intersección. El software utilizado permitió la determinación de la significación estadística de un cambio aparente en la tendencia [44]. Las frecuencias de los períodos de incubación para el cáncer gástrico fueron grupos de intervalos de 5 años, los porcentajes acumulados se determinaron en estos intervalos y los logaritmos de estos valores se representan sobre papel normal de gráfico de probabilidad. El valor de la mediana fue el período de incubación de cáncer gástrico que ser estimado después de la exposición a la hambruna en China desde 1959 hasta 1963 en el condado de Zhaoyuan [45].
Para evaluar las variables independientes (edad, tiempo, cohorte de nacimiento, y el hambre) asociado con el riesgo de cáncer de estómago, modelos de Poisson log-lineales generales se ajustaron mediante un método de máxima verosimilitud. La mortalidad por cáncer de estómago se supone que sigue una distribución de Poisson. Cada factor en los modelos tenía un efecto aditivo sobre la tasa de registro de la siguiente manera: log
λ
ijk
=
μ
+
α
i
+
π
j
+
γ
k
+
x
+
z
j
+
ε ijk

, (1) Cuando el efecto de la edad está representado por α
i
(i
= 1, ..., 13), el efecto del período es π
j gratis (j
= 1, ..., 8), el efecto de cohorte de nacimiento es γ
k gratis (k = 1
, ..., 20), el efecto de género es x
, y el efecto es el hambre z
j gratis (j
= 0, 1). ε
ijk
representa el error aleatorio.
En el modelo de Poisson log-lineal general, la variable dependiente fue el número de muertes, con los años-persona en situación de riesgo como la variable offset. Como variables independientes, se incluyeron grupos de edad y nacimiento con intervalos de cinco años y ocho periodos de intervalos de cinco años entre 1970 y 2009. Los parámetros se estimaron como el riesgo relativo (OR) utilizando datos sobre el grupo de 80-84 años, 1970 -1974 muerte periodo de la encuesta, y 1890-1894 cohorte de nacimiento que los valores de referencia (1.0).
Para evaluar las variables independientes, es decir, la edad-período-cohorte de nacimiento (APC), el hambre, y de género asociados con el riesgo de cáncer de estómago, tres modelos de Poisson log-lineal general se ajustaron mediante un método de máxima verosimilitud. En estos modelos, la variable dependiente fue el número de muertes por cáncer de estómago, con los años-persona en situación de riesgo como la variable offset. En un modelo, las variables independientes incluyen el factor de la época, así como covariables de género, la edad, y la hambruna. El segundo modelo incluye el factor de la edad, así como covariables de género, el período y la hambruna. El tercer modelo incluye el factor de la cohorte de nacimiento, así como covariables de género, el período y la hambruna.
Las RUP para estos parámetros se ajustaron con respecto a otros parámetros como se deriva del modelo de mejor ajuste. Hubo una alta correlación entre la edad y la cohorte de nacimiento. Por lo tanto, para evitar la colinealidad en el modelo de regresión de APC, las dos variables no se incluyeron en el mismo modelo de regresión.
Para evaluar el efecto a largo plazo de la hambruna en el cáncer de estómago, se compararon las muertes por cáncer de estómago entre los dos grupos con y sin exposición a la desnutrición. El primero incluyó 7 cohortes de nacimiento de cinco años de 1930 a 1964, y se comparó con los datos de mortalidad de 1970-1974. Esta última incluyó 7 cohortes de nacimiento de cinco años entre 1965 y 1999, y se comparó con los datos de mortalidad de 2005-2009. El análisis estadístico se realizó con el programa SPSS versión 17.0.
: Resultados de la
Análisis descriptivo La población total acumuladas en el condado de Zhaoyuan era 2.411.412 durante la encuesta 1970-1974 muerte y 2.830.866 durante la encuesta 2005-2009 muerte. La mortalidad por cáncer de estómago por cada 100.000 personas por períodos de género y la encuesta se muestra en la Tabla 2 y la Figura 1. El crudo respectiva y las tasas estandarizadas de mortalidad de cáncer de estómago eran 34,94 y 44,82 por cada 100.000 personas en la encuesta 1970-1974 muerte y 42.20 y 24.43 por 100.000 personas en la encuesta 2005-2009 muerte. A pesar de un aumento en la mortalidad por cáncer de estómago en las encuestas de 1970-1974 y 1975-1984 de la muerte, una notable disminución general ha sido observado de 1985 a 2009. El uso de los modelos de regresión Jionpoint, el cambio porcentual anual en las tasas de mortalidad por cáncer de estómago fue -2,64% ( intervalo de confianza del 95%, IC = -3,88% y -1,37%) entre 1985 y 2009. Los cambios anuales fueron IC -2.07% (95% CI = -3.19 -0.94% y%) para los hombres y -2.09% (95% = -3.11 -1.06% y%) para las mujeres durante el mismo período. La mortalidad por cáncer de estómago alcanzó su máximo en 1975-1979. Este periodo fue de 15 años a 20 años después de la hambruna en China desde 1959 hasta 1961, que terminó en 1963. Para los datos presentes después de la exposición a la hambruna en China desde 1959 hasta 1961, el período de incubación de cáncer gástrico se estimó en 17,3 (99% intervalo de confianza : 15.5-19.1) years.Table 2 las tasas de mortalidad de cáncer de estómago durante los ocho períodos de 1970 a 2009 en el condado de Zhaoyuan (tasa por 100.000) * Período

varones
hembras

total bruta de mortalidad

bruta de mortalidad estandarizada de mortalidad estandarizada de mortalidad

bruta de mortalidad

Estandarizados mortality

1970-1974
45.98
63.11
24.02
28.82
34.94
44.82
1975-1979
67.27
91.47
28.83
36.76
48.13
68.24
1980-1984
68.73
74.22
30.21
30.59
49.54
51.50
1985-1989
56.29
57.9
32.44
27.45
44.34
41.55
1990-1994
50.16
54.66
29.90
25.01
40.05
42.05
1995-1999
60.55
65.31
36.83
28.42
48.73
43.63
2000-2004
49.78
37.61
30.67
18.70
40.18
27.37
2005-2009
57.02
36.48
27.50
13.91
42.20
24.43
*: Estandarizada de mortalidad calculada en el método directo por la población estándar World Figura 1 Las tasas de mortalidad de machos y hembras durante 1970-2009 en el condado de Zhaoyuan. (Nota: La mortalidad estandarizada se calculó el porcentaje de la población mundial en el año 1980).
Figuras 2-A y 2-B muestran las tasas de mortalidad por edad de machos y hembras de las diferentes cohortes de nacimiento. La tasa de mortalidad específica por edad de cáncer de estómago descienden en las cohortes más recientes de nacimiento. Dentro de cada cohorte de nacimiento, se encontró que las tasas de mortalidad de cáncer de estómago a disminuir con la edad. Figura 2 Un mortalidad específicas por edad de cáncer de estómago por el año de nacimiento para los hombres durante el periodo de 1970 a 2009; Figura 2 -B mortalidad específicas por edad de cáncer de estómago por el año de nacimiento para las mujeres durante el período de 1970-2009.
consumo de alimentos del agricultor promedio per cápita 1955-1985 en el condado de Zhaoyuan se muestra en la Figura 3-A. Figura 3-B muestra el promedio de calorías, hidratos de carbono, proteínas y grasas per cápita por año de los residentes de Zhaoyuan de 1950 a 1985. Los niveles promedio de calorías a partir de 1960 a 1961 fueron cerca del nivel medio de supervivencia para los residentes. Figura 3 A Los medios promedio de consumo de alimentos per cápita de los residentes rurales durante 1955-1985 en el condado de Zhaoyuan. Figura 3-B Los medios promedio de consumo per cápita de nutrición para los residentes rurales durante 1955-1985 en el condado de Zhaoyuan. Nota: Unidad de calorías es kilo-calorías Los factores de riesgo asociados a la mortalidad
cáncer de estómago por un general log-lineal de Poisson modelo de regresión
Como se muestra en la Tabla 3 y la Figura 4, los resultados del análisis utilizando un log-lineal. general de Poisson modelo de regresión indicó lo siguiente: (1) en comparación con la cohorte 1960-1964 nacimiento, el riesgo de cáncer de estómago en todas las cohortes de nacimiento 1900-1959 aumentado de manera significativa después de ajustar el género, la edad, el período y factores de hambruna; (2) en comparación con la cohorte de 1970 a 1974, el riesgo de cáncer de estómago en la cohorte 1975-1979 aumentado considerablemente, mientras que los otros tenían una disminución constante del riesgo; (3) en comparación con el grupo de edad 85-89 en la encuesta 2005-2009 muerte, las RUP disminuyeron con la edad más joven y alcanzaron niveles significativos para el grupo de 50-54 años de edad (P Hotel < 0,005); y (4) en comparación con las hembras, los machos habían mayor riesgo de cáncer de estómago (OR = 2,31; IC del 95% = 2,22 y 2,41) después de ajustar el factors.Table confusión 3 El riesgo relativo de mortalidad por cáncer de estómago por el hambre y la edad cohort- el análisis periodo un
Factor

OR(95%CI)

Factor

OR(95%CI)

Factor

OR(95%CI)

Age


Cohorte
periodo

20-
0.02(0.00-0.11)
2005-2009
0.00
2005-2009
0.99(0.41-2.39)
25-
0.04(0.01-0.20)
2000-2004
0.00
2000-2004
0.84(0.39-1.84)
30-
0.08(0.02-0.33)
1995-1999
0.66(0.08-5.70)
1995-1999
1.11(0.56-2.20)
35-
0.11(0.03-0.41)
1990-1994
0.19(0.03-1.24)
1990-1994
0.77(0.42-1.40)
40-
0.19(0.06-0.60)
1985-1989
0.71(0.15-3.35)
1985-1989
0.68(0.40-1.16)
45-
0.28(0.10-0.78)
1980-1984
0.26(0.06-1.16)
1980-1984
0.73(0.45-1.18)
50-
0.36(0.15-0.88)
1975-1979
0.62(0.31-1.25)
1975-1979
1.42(1.22-1.66)
55-
0.51(0.24-1.10)
1970-1974
0.60(0.36-0.99)
1970-1974
1.00
60-
0.68(0.36-1.29)
1965-1969
0.88(0.63-1.23)
65-
0,76 (0,46-1,29)
1960-1964
1.00
70-
0,96 (0,65-1,43)
1955-1959
1.60 (01.22 a 02.08)
75-
0,93 (0,70-1,23)
1950-1954
1,89 (1,35-2,66)
80-
0,97 (0,81-1,17)
1945-1949
2.32 (1.50-3.60)
85-
1.00
1940-1944
2,83 (1,64-4,90)
1935-1939
3,92 (2,02-7,64)
1930-1924
4,54 (2,06-9,97)
1925-1929
6,01 (2,42-14,92)
1920-1924
8,02 (2,85-22,56)
1915-1919
9,58 (3,01-30,54)
1910-1914
10,15 (2,81-36,60)
1905-1909
9,20 (2,25-37,64)
1900-1904
6,36 (1.37- 29.58)
1895-1899
5,12 (0,95-27,61)
1895-1899
2,02 (0,32-12,73)
una: ajustado por el hambre y el sexo; IC del 95% = 95% Intervalo de confianza. b: Edad de 85 años en el período 2005-2009 como línea de base en el modelo de edad. c: el período 1970-1974 como línea de base en el modelo de período; d:. la cohorte de nacimientos de 1960 a 1964 como línea de base en el modelo de cohorte de nacimiento
figura 4 Los riesgos relativos de las cohortes de nacimiento en la mortalidad por cáncer de estómago en comparación con la cohorte de nacimientos de 1960 a 1964 como línea de base.
Comparación del riesgo de cáncer de estómago entre los dos grupos con y sin exposición a la hambruna Chinese Como se muestra en la Tabla 4, las tasas estandarizadas de mortalidad de cáncer de estómago en los 7 cohortes de nacimiento de cinco años a partir de 1930 a 1964 (expuestos a la hambruna) fueron 10,26 por 100.000 para los hombres y 2,20 por 100.000 para las mujeres en la encuesta 1970-1974 muerte. Sin embargo, las tasas estandarizadas de mortalidad de cáncer de estómago en los 7 cohortes de nacimiento de cinco años de 1965 a 1999 (no expuestas a la hambruna) fueron 7,67 por 100.000 para los hombres y 2,34 por 100.000 para las mujeres en el período de estudio 2005-2009 muerte. El grupo expuesto a la hambruna había un riesgo incrementado de cáncer de estómago, con valores de 2,39 riesgo relativo (RR) (IC del 95% = 1,51 a 3,77) para los hombres y 1,64 (IC del 95% = 1,02 a 2,62) para females.Table 4 de estómago la mortalidad por cáncer en comparación entre la exposición a la hambruna de las cohortes de nacimiento de 1960-1964 a 1930-1934 en el tiempo de estudio de 1970 a 1974 y sin exposición hambre las cohortes de 1995-1999 a 1965-1969 en el tiempo de estudio de 2005 a 2009 una
Encuesta tiempo
Siete de 5 años cohortes de nacimiento
exposición hambre
Población
todas las muertes por causa
las muertes por cáncer de estómago

la mortalidad por cáncer de estómago crudo
cáncer de estómago estandarizado mortalityb
hombres:
1970-1974
1930-1934 a 1960-1964
Sí
727 391 1160

63
8,66
10.26
2005-2009
1965-1969 a 1995-1999
sin
716.785
1352
26
3.63 2.20

hembras:
1970-1974
1930-1934 a 1960-1964
Sí
700 724 889

45
6,42
7,67
2005-2009
1965-1969 a 1995-1999
sin
713 375 530

28
3,93 2,34

R: al comparar las tasas de mortalidad de cáncer de estómago nacidos de 1965 a 1999 que, sin exposición a la hambruna con la de los nacidos en 1930-1964 que la exposición a la hambruna, el Chi-cuadrado de Pearson: 14.815, P < 0.001 para los hombres, y que el Pearson Chi-cuadrado: 4.269, P = 0.039 para las hembras, respectivamente. b: la mortalidad estándar se calcula que la población mundial de la Oficina Nacional para la Prevención y Control del Cáncer. 1980, y la unidad fue de 1 /100.000.
Discusión Francia El principal hallazgo de este estudio fue que la población Zhaoyuan, que experimentó deficiencias nutricionales a largo plazo desde la infancia hasta la adolescencia, había un mayor riesgo de cáncer de estómago de 15 a 20 años después de la hambruna en china 1959-1961. Las cohortes de nacimiento que fueron expuestos al hambre o desnutrición experimentaron tenían tasas de mortalidad por cáncer de estómago más altos en la vida más tarde de las cohortes de nacimiento no expuestos a la desnutrición. Por primera vez, se informó de que la exposición a la hambruna en la vida temprana puede aumentar el riesgo de cáncer gástrico en la vida posterior.
Nutricional deficiencia de estómago y el riesgo de cáncer
Zhaoyuan County se encuentra 120 ° 08 'y 120 ° 38' e y 37 ° 05 'y 37 ° 33' N, en la península de Shandong. Antes de la era de la reforma económica y política abierta en China, el condado es un lugar agrícola pobre debido a su terreno montañoso con suelos infértiles. El ingreso medio neto anual de los agricultores era menos de USD50. México La tendencia en la mortalidad por cáncer de estómago en Zhaoyuan County es idéntica a la de toda la provincia de Shandong y China [6, 46]. Durante las últimas tres décadas, la supervivencia de la enfermedad ha mejorado significativamente. Sin embargo, de 1970 a 1990, las tasas de supervivencia de cinco años para los pacientes con cáncer de estómago fueron del 20% y el 30% [47, 48]. Este hallazgo puede tener un impacto insignificante en la tendencia de la mortalidad de la observación a largo plazo en el presente estudio.
A apoyar la conclusión anterior, la información sobre la deficiencia nutricional a largo plazo necesita ser producido para cumplir el objetivo del presente estudio . Desde el establecimiento de la República Popular de China en 1949 hasta 1987, lo que implicó reformas agrícolas y sociales, la comida de los agricultores fue racionado por los gobiernos locales de las comunidades rurales. Este sistema de asignación de comida, que era exclusivo de China, fue grabado en los anales del condado.
La Segunda Guerra Mundial y una larga guerra civil no causó que el pueblo chino sufren de deficiencias nutricionales hasta mediados de la década de 1970. La hambruna en China 1959-1961 fue el más grave hambruna en el siglo 20. En 1960 y 1961, la producción total per cápita de grano, que es el componente principal de la dieta china, se redujo en un 51,39% y 40,97%, respectivamente, en relación a la de 1959 (144 kg per cápita) [49].
la gravedad de la hambruna en china 1959-1961 varió entre regiones y ha afectado de manera desproporcionada a las zonas rurales [21, 50]. Además, su duración varía geográficamente. La duración de la mayoría de las áreas fue 1959-1961, pero, por alguna de las peores zonas era 1959-1963 o posterior [51]. El hambre en el condado de Zhaoyuan fue uno de los peores y su duración fue de 1959 a 1963. De 1955 a
1959, batatas representaron el 29,7% del total de alimentos consumidos por los residentes en Zhaoyuan. En el invierno de 1959, la caída repentina de la temperatura y el mal gobierno provoque daños en la patata dulce, y, en consecuencia, una grave escasez de alimentos. Todos los autores leído y aprobado el manuscrito final.

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