Fisk forbruk og risikoen for magekreft: systematisk oversikt og meta-analysis

fisk forbruk og risikoen for magekreft: systematisk oversikt og meta-analyse
Abstract
Bakgrunn
Magekreft er den fjerde hyppigste kreft etter lunge, bryst, og tykktarmskreft, og den nest vanligste dødsårsaken av kreft på verdensbasis. Epidemiologiske studier har undersøkt en mulig sammenheng mellom fiskekonsum og magekreft, men resultatene var mangelfulle. Vi gjennomførte en systematisk oversikt og meta-analyse for å undersøke sammenhengen mellom inntak av fisk og risikoen for magekreft.
Metoder
PubMed ble søkt etter studier publisert i engelskspråklige tidsskrifter fra 1991 gjennom 2009. Vi identifiserte 17 epidemiologiske studier (15 case-control og 2 kohortstudier) som inkluderte relativ risiko (RR) eller odds ratio (ORS) med 95% konfidensintervall (cIS) i forholdet mellom magekreft og fisk forbruk. Data ble hentet ved hjelp av standardiserte data skjemaer. Oppsummering RR eller ORS for den høyeste versus ikke /laveste fisk forbruksnivå ble beregnet ved hjelp av tilfeldig effekt modell. Heterogenitet blant studiene ble undersøkt ved hjelp av Q og jeg 2 statistikk.
Resultater
I denne studien 5,323 tilfeller av magekreft og over 130 000 ikke-saker ble inkludert. De samlede resultatene fra alle studier indikerte at sammenhengen mellom høyt konsum av fisk og redusert magekreftrisiko var ikke statistisk signifikant (RR = 0,87, 95% CI = 0,71 til 1,07).
Konklusjoner
Nåværende bevis indikerte at foreningen mellom konsum av fisk og risikoen for magekreft er fortsatt uklart.
Bakgrunn
mage~~POS=TRUNC kreft~~POS=HEADCOMP er den fjerde hyppigste kreft, etter lunge, bryst og tykktarmskreft, og den nest vanligste dødsårsaken av kreft på verdensbasis [1, 2]. Det har blitt anslått at 1 million pasienter er nylig diagnostisert med magekreft verdensbasis hvert år, med 700.000 pasienter dø av denne sykdommen hvert år [1].
Diet har vist seg å være viktig faktor i utviklingen av magekreft [3- 6]. En rapport utgitt i 2007 av World Cancer Research Fund og American Institute for Cancer Research på forholdet mellom kosthold og kreft antydet at inntak av visse typer mat kan være direkte forbundet med utvikling av denne sykdommen [7].
Fisk er en del av den vanlige kosten til folk flest over hele verden og er en ideell kilde til n-3-fettsyrer, som er viktige komponenter i cellemembraner [8]. Disse langkjedede fettsyrer har blitt rapportert å undertrykke mutasjoner, hemme cellevekst, og forbedre celle apoptose, og dermed redusere risikoen for kreft [9-11]. Hittil har det imidlertid ikke vært noen intervensjonsstudier som undersøker sammenhengen mellom fiskekonsum og risikoen for magekreft. Selv om flere epidemiologiske studier har fokusert på denne foreningen, har deres konklusjoner blitt inkonsekvent [12-28]. Vi har derfor preformed en systematisk oversikt og meta-analyse for å vurdere sammenhengen mellom fiskekonsum og magekreft risiko.
Metoder
Datakilder og søk
Vi omfattende søkte gjennom PubMed for all medisinsk litteratur publisert i engelskspråklige tidsskrifter opp til januar 2009. i søke utfall, vi brukte søkeordene mage svulster [MeSH] eller mage svulster [Tiab] eller magekreft [Tiab] eller magekreft [Tiab] eller magekreft [Tiab] eller magekreft [Tiab] OR magen svulst [Tiab] eller mage tumor [Tiab]. I søker eksponering har vi brukt begrepene mat [MeSH] eller diett [MeSH] eller dietter [Tiab] OR diettmat [Tiab] eller kosttilskudd [Tiab] eller spise [Tiab] OR inntak [Tiab] OR næringsstoff [Tiab] OR ernæring [ ,,,0],Tiab] eller fisk [Tiab] eller sjømat [Tiab]. For søk på studiedesign, vi brukte begrepene case-kontrollstudier [MeSH] eller retrospektive studier [MeSH] eller kohortstudier [MeSH] eller prospektive studier [MeSH]. I tillegg har vi gjennomgått referanselistene fra alle relevante artikler for å identifisere ytterligere studier
Study Selection
studier som oppfylte følgende kriterier ble inkludert i metaanalysen. 1) studien var enten en case-control eller kohortstudie; 2) eksponering av interesse var fersk fisk forbruk; 3) studien rapporterte antall magekrefttilfeller og kontroller eller ikke-saker; og 4) studien rapporterte relativ risiko (RR) eller odds ratio (ORS) med sine tilsvarende 95% konfidensintervall (CIS) for den høyeste versus ikke /laveste nivået av fisk inntak. To forfattere (Zhu og Liu) screenet alle referanser; hvis de skilte med hensyn til om å inkludere en studie, var at studien diskutert av alle forfattere, med beslutningen om å inkludere, basert på stemmegivning.
data Utvinning og kvalitetsvurdering
Hvis data ble duplisert i mer enn en studie, den mest fersk studie ble inkludert i analysen. Vi identifiserte 18 potensielt relevante artikler om fisk forbruk og magekreft risiko [12-29]. Tre forfattere (Wu, Liang og Zhu) utført data utvinning og kvalitetsvurdering; igjen eventuelle avvik ble avgjort av en diskusjon og stemme av alle forfattere.
En studie ble ekskludert fordi forbruket av fisk ble sammenlignet mellom kjøttetere og ikke-kjøttetere [29]. Sytten studier ble inkludert i meta-analyse av fisk inntak og magekreft: 15 kasus-kontrollstudier og 2 kohortstudier. Vi brukte en standardisert protokoll og rapporteringsskjema til abstrakt følgende data fra hver publikasjon: referanse (førsteforfatter, årstall), studiedesign, landet der studien ble utført, antall tilfeller og ikke-saker, laveste og høyeste nivå av fisk forbruk, RR eller OR med 95% KI for magekreft forbundet med inntak av fisk, kovarianteffekter justeringer, de metoder som brukes for kostvurdering data Syntese og analyse.
Study-spesifikke ORS /RR med tilsvarende 95% konfigurasjons~~POS=TRUNC for høyeste versus ikke /laveste fisk forbruk ble hentet. Dersom studien gitt både forskjellige og generelle estimater, inkludert vi bare de generelle resultatene. For eksempel, hvis studien inkluderte ORS /RR og 95% CI'er av menn og kvinner, og begge kjønn kombinert inkluderte vi bare de kombinerte data i vår meta-analyse. For case-kontrollstudier, ble proporsjonene (uttrykt i prosent) av kontrollpersoner i den høyeste og ikke /laveste forbrukskategorier inkludert. For kohortstudier ble prosenter av fagene i kategorier av de høyeste og ikke /laveste forbruk beregnes som antall individer i hver av disse 2 kategorier i forhold til det totale antall forsøkspersonene.
Q og Higgins jeg 2 statistikk ble anvendt for å undersøke heterogenitet ikke bare blant studier, men også mellom undergruppene inkludert i denne meta-analyse [30, 31]. For Q-statistikken, P < 0,10 indikert statistisk signifikant heterogenitet [30]. Vi definerte statistisk signifikans som P < 0,10 stedet for det vanlige nivået på 0,05 på grunn av den lave strøm av denne test [32]. Jeg 2 verdier ligge mellom 0% (ingen observert heterogenitet) og 100% (maksimal heterogenitet); således, en I 2 verdi som er større enn 50% kan anses for å representere en betydelig heterogenitet [31]. Risikoestimater ble beregnet ved hjelp av en tilfeldig effekt-modell, som omfatter både innen-og mellom-studie variabilitet [30]. Oppsummering anslagene ble beregnet for hver type studiedesign (case-control og kohort) samt for sin kombinasjon.
For å vurdere potensialet for publikasjonsskjevhet, brukte vi trakt plott og Egger er regresjon [33, 34]. Alle statistiske analyser ble utført med Stata (versjon 10.0, StataCorp, College Station, TX).
Resultater
litteratur søk Bedrifter Den detaljerte trinnene i vår litteratur søk er vist i figur 1. I korthet vårt søk fant at av 659 mulige artikler, 73 opptatt fiskekonsum og risiko for magekreft. Av disse 73, 55 ble ekskludert fordi de var artikler, økologiske eller laboratoriestudier, eller ikke gir tilstrekkelig informasjon. En studie ble ekskludert fordi det i forhold kjøttetere og ikke-kjøttetere [29]. Vi har også søkt alle referanser i de 73 relevante artikler for ytterligere studier. Til slutt, 17 studier ble inkludert i meta-analyse. Figur 1 Flytskjema for valg av studier for inklusjon i Meta-analyse.
Studer Kjennetegn
De 17 artikler som oppfylte inklusjonskriteriene for vår meta-analyse ble publisert mellom 1991 og 2009 og er involvert i alt 5,323 tilfeller og 130 903 ikke-saker. Av disse 17 studiene, åtte var populasjonsbasert case-kontroll studier [12, 13, 18-20, 22, 25, 26], 7 var sykehusbasert case-kontrollstudier [14-17, 21, 23, 24] , og to var kohortstudier [27, 28] Meta-Analysis. Book Minste og høyeste nivåene av fiskekonsum og RR eller OR for hver av de 17 inkluderte studiene, sammen med sin oppsummering OR, er vist i tabell 1 og figur 2.Table 1 Kjennetegn på studier Inkludert i Meta-analysen
Referanse

design
Land
No. av Cases /Nei. av ikke-saker
OR eller RR (95% CI)
Fish forbruk Book kovariat Justering
metoder som brukes for å vurdere kosten Dntake

Buiatti 1991
PCC in Italia
510/1159
1,00 (0,80 til 1,30)
T3 vs T1
alder, kjønn, område, bosted, migrasjon, sosioøkonomisk status, kjent GC historie, Quetelet indeks, totalt kaloriinntak
Intervju med
PCC
Kina
124/449
0,58 (0,25 til 1,40) Chen 2002 br> Q4 vs Q1
alder, kjønn, energiinntak, respondent type, BMI, alkoholbruk, bruk av tobakk, eduction, familiehistorie, vitamin supplement bruke
Intervju med en modifisert versjon av den korte helse vaner og historie spørreskjema
Cornée 1995
HCC
Frankrike
92/128
0,97 (0,48 til 1,96)
Q3 vs Q1
alder, kjønn, yrke og totale energiinntaket
Intervju med et kosttilskudd historie spørreskjema
De Stefani 2004
HCC
Uruguay
240/960
0,73 (0,51 til 1,03)
T3 vs T1
alder, kjønn, bolig, urban /rural status, utdanning, Boby mass index, toal energiinntak
Intervju med en matvarefrekvensskjema (FFQ)
Fernandez 1999
HCC in Italia
745/7990
0,80 (0,70-0,90)
Økning en porsjon /wk vs. 1 visning /wk
alder, kjønn, område bosted, utdanning, røyking, alkoholforbruk, kroppsmasseindeks
Intervju med et strukturert spørreskjema
Hamada 2002
HCC
Brasil
96/192
0,30 (0,10 til 2,20)
Daily vs. < 1 d /uke med Beef comsuption, fødeland
Intervju med en spørreundersøkelse
Hoshiyama 1992
PCC
Japan
216/483
0,90 (0,50 til 1,40)
≥15 /uke vs. ≤4 /uke med Intervju med en livsstil spørreskjema
Hu 2008
PCC
Canada 1182/5039
1,3 (1,00 til 1,60)
Q3vs. Q1 (≥5 oz /uke vs. ≤2 oz /uke)
Age, provinsen, utdanning, kroppsmasseindeks, sex, alkohol, pakke-års røyking, totalt grønnsaker og frukt inntak
Mail med en kortversjon av Block matvarefrekvensskjema (FFQ)
Muñoz 2001
PCC
Frankrike
302/485
0,36 (0,22 til 0,60)
Q4 vs Q1
alder , sex, tobakk, alkohol, kalorier totalt og SES
Intervju med en semi-kvantitativ mat frekvens spørreskjema (FFQ)
phukan 2006
HCC
India
329/665
0,18 ( 0,02 til 5,30)
≥2 /uke vs. aldri
utdanningsnivå, bruk av tobakk, alkohol drikking, etter intervju med en strukturert testet spørreskjema
Pourfarzi 2009
PCC
Iran
210/389
0,37 (0,19 til 0,70)
≥1 /uke vs. aldri eller sjelden
kjønn, aldersgruppe, utdanning, familiehistorie med GC, sitrusfrukter, hvitløk, løk, rødt kjøtt , fisk, meieriprodukter, styrke og varme te, preferanse for saltinntak og H. pylori
intervjuet med et strukturert spørreskjema
Rao 2002
HCC
India
119/1591
1,4 (0,95 til 2,00)
minst en gang i uken kontra aldri eller en gang i 2 uker
Habit, aldersgruppe og kjønn
Intervju med et spørreskjema
Ito 2003
HCC
Japan
508/36490
0,60 (0,40 til 0,90)
≥ 5 ganger /uke vs. < 1 gang /uke med alder, år, årstid ved første sykehus besøk, røyking vane og familiehistorie med magekreft
Intervju med en selvadministrert spørreskjema
Takezaki 2001
PCC
Kina
187/333
1,35 (0,64 til 2,85)
≥3 ganger /uke vs. < 1 gang /måned
alder, kjønn, røyking og drikking
Intervju med et strukturert spørreskjema
Ward 1999
PCC
Mexico
220/752
2,20 (1,20 til 3,80)
≥2.6 ganger /uke vs. < 1 gang /uke med alder, kjønn, totale kalorier , chili pepper forbruk, tilsatt salt, hatt magesår, røyking og sosioøkonomisk status
Intervju med en semikvantitativ mat frekvens spørreskjema
Larsson 2006
kohort
Sverige 136/61433
1,14 (0,75 til 1,72)
Høyeste vs. laveste
alder, utdanning, kroppsmasseindeks, inntak av total energi, alkohol, frukt og grønnsaker
Mail med en mat-frekvens spørreskjema (FFQ)
Ngoan 2002
kohort
Japan 107/12365
0,90 (0,30 til 2,10)
≥1 gang /dag vs. ≤2-4 tid /måned
kjønn, alder, røyking og andre kostholdsfaktorer
Intervju med en selvadministrert spørreskjema
Forkortelser: PCC: populasjonsbasert case-control studie; HCC: sykehusbasert case-control studie; Q: kvartil; T: tertile; OR: Odd Risk, RR: Relativ risiko; . KI: konfidensintervall
Figur 2 Meta-analyse av alle studier av magekreft Risk
Vi observert betydelig heterogenitet i resultatene av disse 17 studiene (Q = 59.92, P < 0,001, jeg 2 = 73,3%). Sammendraget eller for alle studiene viste at høyt konsum av fisk ikke var assosiert med en reduksjon i risikoen for magekreft (sammendrag RR = 0,87, 95% CI = 0,71 til 1,07).
Betydelig heterogenitet ble funnet blant de 15 case -kontroll studier (Q = 58.39, p < 0,001, jeg 2 = 76,0%), men ikke mellom de 2 kohortstudier (Q = 0,07, P = 0,79, jeg 2 = 0,0%). I likhet med resultatene fra alle studiene samlet, var det ingen signifikant sammenheng mellom inntak av fisk og magekreft risiko enten i case-kontroll (sammendrag OR = 0,85, 95% CI = 0,68 til 1,06) eller kohort (sammendrag OR = 1,11, 95 % CI = 0.77-1.62) studier (tabell 2) .table to meta-analyse av forbruket av fisk og Gastric Cancer Risk
Kategori studieleder
Nei . Studieleder
Oppsummering OR eller RR (95% CI)
I2

Alle studier
17
0,87 (0,71 til 1,07)
73,3%
case-control studier
15
0,85 (0,68 til 1,06)
76,0%
populasjonsbasert case-control studier
7
0,87 (0,60 til 1,27)
82.1%
Sykehus-baserte case-kontrollstudier
8
0,82 (0,63 til 1,05)
56,3%
populasjonsbaserte versus sykehusbaserte case-kontrollstudier
0,0%
kohortstudier
2
1,11 (0,77 til 1,62)
0,0%
Case-kontroll versus kohortstudier
31,4%
vestlige studier
9
0,92 (0,71 til 1,19)
80,1%
Eastern studier
8
0,80 (0,54 til 1,16)
64,3%
Western versus Øst studier mail vurdering Intervju versus post vurdering
0.0 %
Intervju vurdering
15
0,82 (0,66 til 1,02)
69,7%
Mail vurdering
2
1,26 (1,03 til 1,55)
0,0%
intervju versus post vurdering
73,3%
Forkortelser: Eller: Odd Risk, RR: Relativ risiko; KI: konfidensintervall
Når vi stratifisert de ulike studier ved design (case-control versus kohort), fant vi ingen signifikant heterogenitet mellom 2 typer studiedesign (Q = 1,46, P = 0,23, jeg 2 = 31,4%), eller mellom populasjonsbasert og sykehusbaserte case-kontrollstudier (Q = 0,07, P = 0,80, jeg 2 = 0,0%). Men betydelig heterogenitet ble funnet blant både populasjonsbasert (Q = 39,16, P < 0,001, jeg 2 = 82,1%) og sykehusbasert (Q = 13,73, p = 0,033, jeg 2 = 56,3%) case-kontrollstudier.
Når vi stratifisert studiene geografisk (Western versus asiatiske land), også fant vi ingen signifikant heterogenitet (Q = 0,35, P = 0,55, jeg 2 = 0,0%). Men betydelig heterogenitet ble funnet blant studier utført i Western (Q = 40,14, P < 0,001, jeg 2 = 80,1%) og asiatiske (Q = 19,59, p = 0,007, jeg 2 = 64,3%) land. Vi fant ingen sammenheng mellom inntak av fisk og magekreft risiko i enten Western (sammendrag OR = 0,92, 95% CI = 0,71 til 1,19) eller asiatisk (sammendrag OR = 0,80, 95% CI = 0.54-1.16) land. Når studiene ble fordelt etter metode av kostvurdering (intervju ansikt til ansikt med et spørreskjema versus usendte spørreskjema), var det betydelig heterogenitet mellom de to metodene (Q = 7,95, P = 0,01, jeg 2 = 87,4% ). Betydelig heterogenitet ble også funnet blant studier med intervju vurderinger (Q = 46.26, p = 0,00, jeg 2 = 69,7%), men ikke blant de som bruker tilsendt spørreskjema (Q = 0,29, P = 0,59, jeg 2 = 0,0%). Resultatene av studiene ved hjelp av intervjuene viste ingen signifikant sammenheng mellom inntak av fisk og magekreft (sammendrag OR = 0,86, 95% CI = 0,66 til 1,02). Men fisk forbruket var en risikofaktor for magekreft i studier med tilsendt spørreskjema (sammendrag OR = 1,26, 95% CI = 1,03 til 1,55) (tabell 2).
Publikasjonsskjevhet Analyse
Figur 3 viser en symmetrisk Begg trakt tomten, noe som indikerer at det ikke var noen publikasjonsskjevhet (P = 0,51). Videre var det ingen bevis for skjevhet hjelp Egger test (skjærings = -0,08, p = 0,59). Figur 3 Begg trakt Plot of Fish Forbruk og risikoen for magekreft.
I tillegg til studiene som brukes i denne meta-analysen, andre studier gitt potensielt viktig informasjon om fiskekonsum og magekreft i andre enn RR eller OR med 95 formater % CI [35-37]. Disse resultatene er vist i Tabell 3.Table 3 Andre studier inkludert informasjon av foreningen mellom konsum av fisk og risikoen for magekreft
Study

Design
Metoder Book Land
No. av Cases /Nei. av ikke-saker
Informasjon Forut
Campbell, 2008
PCC
Faktoranalyse
Canada
1169/2332
lasting score på fersk fisk er større enn 25 som betyr fisk er en beskyttende faktor for magekreft
Nomura, 2003
PCC
Geometrisk gjennomsnittlig sammenligning
USA
230/446
Ingen bemerkelsesverdige forskjeller i inntak av fisk henholdsvis mellom sak og kontrollgruppen
Kim, 2004
Cohort
Faktoranalyse analyse~~POS=HEADCOMP
Japan
400/41712
Fish forbruk laster mer på tradisjonelle kosten mønster enn sunn diett mønster i mannlig og kvinnelig . sunt mønster redusert risikoen for magekreft blant kvinner, mens det tradisjonelle mønsteret økt risiko hos begge kjønn
Forkortelser: PCC: populasjonsbasert case-control studie; HCC: sykehusbasert case-control studie
Diskusjon
viktige rollen diett i å forebygge kreft har fått mye oppmerksomhet de siste årene [38-44]. Våre meta-analyse evaluert styrken av strømmen bevis for effekten av fiskekonsum på senking av magekreftrisiko, ved å bruke som er publisert i senere år studier. De fleste av disse studiene ble primært utviklet for å undersøke effekten av fiskeforbruket på magekreftrisiko. Vår meta-analyse ble styrket av den detaljerte informasjonen i vår studie design, inkludert utvalgskriteriene for tilfeller, kontroller og metoder for innsamling av data.
Totalt sammendraget eller for alle studiene viste ingen signifikant sammenheng mellom fisk forbruk og risikoen for magekreft, og ingen slik sammenheng ble funnet når de case-control eller kohortstudier ble vurdert individuelt. Det var en statistisk signifikant heterogenitet blant de 17 studier på fisk forbruk og magekreft risiko. I analysere risikoestimater og 95% CI, vi bare brukte en tilfeldig effekt modell som vurderes både intra- og inter-studie variasjon. Dette tilfeldig effekt modellen er mer konservativ, og dermed mer passende enn en fast effekt-modell. Således ble våre resultater utledet fra tilfeldig effekt-modell, uavhengig av tilstanden til homogenitet. Ja, vi fant det, på tvers av homogene studier, de faste-effekter og tilfeldig effekt-modeller gitt lignende resultater.
Bruk trakten plott og Egger metode, observerte vi ingen publikasjonsskjevhet av effektene av fiskekonsumet på risikoen for magekreft .
En av de 17 studiene som tilbys data på forbruk av fersk fisk og andre typer bearbeidet fisk, men vi valgte bare data på fersk fisk forbruk [22]. Selv om det er ingen bevis på sammenhengen mellom bearbeidet fisk inntak og risiko for magekreft, har mange epidemiologiske studier og vurderinger funnet at inntak av svært saltet mat var sterkt assosiert med risiko for magekreft [45-51]. Dette kan være på grunn av tilstedeværelsen i svært saltet mat, for eksempel saltet eller røkt fisk eller bearbeidet mat, kjemiske karsinogener som nitritt og deres relaterte forbindelser, eller av heterosykliske aminer, som har vært påvist i fisk eller kjøtt tilberedt ved høye temperaturer , slik som grilling [52-58]. I tillegg til salt og nitritter, 2-klor-4-methylthiobutanoic syre, et mutagen til stede i saltet fisk, kan være forbundet med gastrisk karsinogenese [59].
En studie rapporterte OR og 95% CI av tarm og andre typer av magekreft; Vi valgte bare dataene for intestinal magekreft [12]. Magekreft kan deles inn i to histologiske klassifikasjoner, intestinal og diffuse, som varierer i histologi, epidemiologi, genetiske profil, og klinikk utfall [60]. De relative frekvensene av intestinale og diffus typen kreft har blitt funnet å område 54-72% og 10-31%, og [61]. Enda viktigere, har mange studier funnet at intestinal-type er knyttet tettere til kosttilskudd og miljømessige risikofaktorer [62-64].
Fra en studie [28], valgte vi RR med 95% KI etter eksklusive pasienter fulgt -opp mindre enn tre år fordi de prekliniske symptomer på magekreft kan ha forårsaket en endring i kosthold og dermed partisk resultatene [65, 66]. I en annen studie [21], som ga både univariate og multivariate OR med 95% KI, valgte vi dataene stammer fra multivariat analyse fordi univariate OR og 95% KI ble oppnådd ved betinget logistisk regresjonsanalyse, mens multivariate OR og 95% KI var innhentet etter kontroll for mange flere faktorer, blant annet utdanningsnivå og tobakksbruk.
Dyremodellstudier har vist at fettsyrer kan påvirke risikoen for å utvikle kreft [67, 68]. Fisk og fiskeoljer er rike kilder til n-3-fettsyrer, og kan ha anti-inflammatorisk potensiell inhibering av veksten av lunge, bryst, og tykktarmskreft [69-73]. Det kan være årsaker til avvik observert mellom våre resultater og funn fra andre studier. For eksempel, ble forbruket av ferskvann, men ikke marin fisk funnet å være relatert til en økt risiko for brystkreft [74]. Ferskvannsfisk inneholder lavere nivåer av omega-3, men høyere nivåer av omega-6 fettsyrer enn marin fisk og omega-6 fettsyrer ble funnet å ha noen signifikant sammenheng med brystkreft eller tykktarmskreft [75-77]. De fleste av studiene som inngår i vår meta-analysen, men spesifiserte ikke hvilken type fisk ble konsumert.
Andre forskjellige metoder ble brukt for kostvurdering. Av de 17 studiene vi inkluderte, 4 brukte matvarefrekvensskjema (FFQ) for å vurdere inntak [15, 19, 20, 27]. Denne undersøkelsen har en viktig rolle i kronisk sykdom epidemiologi og har blitt den dominerende metode for vurdering av matforbruk i epidemiologiske studier [78]. Et flerkulturelt epidemiologisk studie har indikert at dette spørreskjemaet har rimelig reliabilitet og validitet [79]. To andre studier brukt andre kosttilskudd spørreskjemaer som har blitt funnet å ha god reliabilitet og validitet [16, 26]. De andre inkluderte studiene, men ikke gir god nok informasjon om spørreskjemaene de brukte [12-14, 17, 18, 21-25, 28]. I tillegg brukte 2 studier sendt spørreskjemaer for å vurdere kostholdet, mens de øvrige 15 brukte intervju vurderinger. Resultatene av 2 studier med tilsendt spørre indikerte at fiskekonsum økt magekreft risiko, selv om underliggende faktorer, som svarprosenten på tilsendt spørreskjema, kan ha påvirket disse resultatene.
Den tredje grunnen kan være vår inkludering av relativt få studier i vår meta-analyse. Andre epidemiologiske studier er nødvendig for å få klare resultater om sammenhengen mellom inntak av fisk og magekreft risiko.
Selv om vår søke identifisert ytterligere studier med nyttig informasjon om sammenhengen mellom inntak av fisk og magekreft risiko, ble disse studiene ikke inkludert i denne analyse. For eksempel faktoranalyse viste at lasting stillingen av fersk fisk var > 25, noe som indikerer at fisk inntaket var en beskyttende faktor mot magekreft [35]. Men denne typen data kan ikke kombineres med andre data i vår meta-analyse. Utelukkelsen av disse nyttige studiene kan ha påvirket våre resultater. Vi fant at sammendraget RR var 0,87 (95% CI = 0,71 til 1,07), noe som tyder på at fisk forbruk har en marginal forebyggende effekt på risikoen for magekreft. Inkludering av de andre studiene kan ha endret våre resultater.
Likhet med alle metaanalyser, har vår meta-analyse begrensninger som følge av tilgjengelighet, kvalitet og heterogenitet av de publiserte data, og disse begrensningene bør vurderes når man tolker vår resultater.
Først metoder og enheter for å måle fiskeinntaket varierte på tvers av studier. For eksempel, siden forbrukskategorier fisk ikke var veldig tydelig i noen studier, rapporterte vi bare de laveste og høyeste kategorier. Dette kan ha vært en viktig kilde til heterogenitet blant disse studiene.
Andre begrensningen er at vi bare søkte på PubMed database. Søke andre databaser, for eksempel EMBASE, CANCERLIT og BIOSIS forhåndsvisninger, kan ha identifisert relaterte studier som ikke var inkludert i vår meta-analyse. På grunn av denne begrensning, bør resultatene tolkes med forsiktighet. Fremtidige studier inkludert alle tilgjengelige databaser bør teste gyldigheten av våre konklusjoner.
Tredje begrensningen er at vi inkluderte bare studier som ble publisert på engelsk, og dermed potensielt unntatt flere nyttige studier.
Vår fjerde begrensning er at vår søker strategi brukes begrepene case-kontrollstudier [MeSH] eller retrospektive studier [MeSH] eller kohortstudier [MeSH] eller prospektive studier [MeSH]. Dette kan ha ført til utelukkelse av nyttige studier ikke indekseres av noen av disse vilkårene.
Endelig er vår studie begrenset på grunn av den lille størrelsen på utvalget av 17 studier. Den videre sensitivitetsanalyse begrensning kan derfor ha ført til tap av statistisk signifikans for sammenslåtte relativ risiko, selv om anslagene risiko endret bare litt. På grunn av den lille størrelsen på utvalget, hadde vi begrenset makt til endelig forkaste nullhypotesen ingen publikasjonsskjevhet. Derfor setter vi statistisk signifikans for publikasjonsskjevhet på P < 0,10. Men publikasjonsskjevhet ble ikke påvist, enten visuelt eller ved Egger test.
Konklusjoner
Oppsummert fra dagens meta-analyse har vi fortsatt ikke kan trekke konklusjonen at fiskekonsumet har forebyggende effekt på magekreft. Flere epidemiologiske studier på sammenhengen mellom kosthold og kreft er nødvendig for å nå mer definitive konklusjoner. Disse studiene bør fokusere på forekomst av magekreft i forhold til forskjellige kosttilskudd kategorier, ulike nivåer av fisk forbruk, eller forskjellige typer fisk i kostholdet.
Merknader
Shengjun Wu, Jie Liang, Lei Zhang bidratt likt til dette arbeids.
Erklæringer
Forfattere 'originale legges filer for Images Nedenfor er linkene til forfatternes originale innsendte filer for bilder. 12885_2010_2519_MOESM1_ESM.tiff Forfatteroriginalfilen for figur 1 12885_2010_2519_MOESM2_ESM.tiff Forfatteroriginalfilen for figur 2 12885_2010_2519_MOESM3_ESM.tiff Forfatteroriginalfilen for figur 3 konkurrerende interesser
Forfatterne hevder at de ikke har noen konkurrerende interesser.

• Et pust av frisk luft: et kvalitets-forbedring studie som sammenligner en luft-sirkulerende teknikk versus konvensjonell teknikk for å hindre nesesonde dysfunksjon
• Familie historie av kreft og risiko for esophageal og magekreft i Shanxi, Kina