Дефицит питания увеличивает риск смертности от рака желудка

Дефицит питания увеличивает риск смертности от рака желудка
Аннотация
Справочная информация
Цель исследования состоит в том, чтобы определить, является ли воздействие недоедания на ранних стадиях жизни связано с повышенным риском развития рака желудка в дальнейшей жизни.
Методы
протокол проект включал анализ тенденции смертности от рака желудка и питания и оценки взаимосвязи между дефицитом питательных веществ в раннем периоде жизни и риск развития рака желудка по иерархическим когорты возрастной период при рождении (APC) анализа с использованием общего Логлинейный Пуассона модели и сравнить разницу между врожденными когорт, которые были выставлены на 1959-1961 китайского голода и тех, кто не подвергались воздействию голода. Получены данные о смертности от рака желудка в период с 1970 по 2009 и рациона питания в период с 1955 по 1985, которые включали 1959-1961 китайский период голода в популяции Чжаоюань. Информация о питании была собрана 15 лет до данных о смертности, как на основе последних ведения инкубации заболевания.

Результаты анализа показали, что APC серьезный дефицит питания в раннем возрасте может увеличить риск развития рака желудка. По сравнению с когортой 1960-1964 рождения, риск развития рака желудка во всех возрастных когортах с 1900 по 1959 г. значительно увеличилось; по сравнению с 1970-1974 когорты, риск развития рака желудка в 1975-1979 когорте значительно увеличилось, в то время как другие имели постоянно снижается риск; по сравнению с 85-89 возрастной группы в исследовании 2005-2009 смерти, ОШ уменьшается с младшего возраста и достигла значительных уровней для возрастной группы 50-54 после корректировки сопутствующих факторов. 1930 по 1964 год группа (подвергается воздействию голода) имели более высокий уровень смертности по сравнению с 1965 по 1999 год группа (не подвергается воздействию голода). Для мужчин, относительный риск (ОР) 2,39, 95% доверительный интервал (ДИ) был от 1,51 до 3,77. Для женщин, ОР был 1,64 и 95% ДИ от 1,02 до 2,62.
Заключение
Результаты настоящего исследования свидетельствуют, что длительное недостаточное питание в раннем возрасте может увеличить риск смертности от рака желудка в дальнейшей жизни.
Ключевые слова
Питательная недостаточность Рак желудка смертность экспозиции Голод фон
Случаи и показатели смертности рака желудка снизились по всему миру в течение последних десятилетий [1-4]. Тем не менее, этот рак остается вторым по значимости причиной смерти от рака, особенно в Китае [5, 6]. Взаимосвязь между условиями питания в раннем периоде жизни и смертности из-за рака желудка в дальнейшей жизни был предметом дискуссий. Некоторые исследования наблюдали связь между раком желудка и неудовлетворительных условий жизни, в том числе высокой детской смертности примерно во время родов [7, 8], а также низкие социально-экономические градиенты и обстоятельства, на ранних стадиях жизни [9-12]. В противоположность этому, никакой связи не наблюдалось и в других работах [13]. В младенчестве и детстве, такие факторы, как потребление соли, потребление витамина С [14], и хеликобактер пилори
(H. Pylori
) инфекции [15] может быть связано с этиологии рака желудка.
недавнее исследование показало, что некоторые компоненты цитрусовых сильно подавляют CD74 (новый рецептор для H. Pylori
уреазы) выражение в желудочном клеточной линии карциномы. Auraptene (цитрусовые кумарин) найден нарушить сывороточного голодания индуцированной внеклеточный сигнализации регулируемой киназы 1/2 активации и затухают H. Pylori
адгезии, а также производство IL-8 в системе совместной культуры [16]. Благоприятные изменения в детском питании, возможно, способствовало очевидному снижению смертности от рака желудка.
Существует ряд доказательств в литературе здоровья населения показывает, что воздействие недоедания в плодный период и в раннем детстве оказывает существенное долгосрочное воздействие на здоровье [17, 18 ]. Голод обеспечивают квазиэкспериментальный установку для наблюдения долгосрочных последствий пищевого лишения на развитие человека. Воздействие голода в начале жизни связано с повышенным риском развития метаболического синдрома в последующей жизни, которая включала гипертонии [19-21], резистентность к инсулину [22-25], центральное ожирение [26-28] и дислипидемии [29, 30 ]. Один Настоящее исследование представил дополнительные доказательства того, что оба плода и младенческой воздействия тяжелого голода увеличение кластеризацию метаболических факторов риска, которые предрасполагают человека с диабетом типа 2 и сердечно-сосудистых заболеваний [31]. На сегодняшний день связь воздействия китайского голода с риском развития рака желудка в дальнейшей жизни не сообщалось.
The 1959-1961 Китайский голод был самым крупным в истории человечества, и влияние всего Китая. Генезис голода была кампания «Большого скачка» начал Мао в 1958 году [32, 33]. Чжаоюань, один из наиболее сильно пострадавших сельских округов в то время, был в числе мест в Китае с самыми высокими показателями смертности от рака желудка в соответствии с первого обследования, проведенного смерти от рака из 1970-1974 в провинции Шаньдун. С тех пор данные о всех причин смерти в области был проведен мониторинг [34].
Цель состояла в том, чтобы описать тенденции смертности среди последовательных когорт рождения, учитывая недостаточное питание в первые десятилетия своей жизни. Основная гипотеза заключалась в том, что недостаточное питание в детстве или ранней жизни ассоциируется с повышенным риском развития рака желудка в дальнейшей жизни. Мы использовали данные о распространенности рака желудка смертности в популяции подвержены риску высокой смертности, т.е. население Чжаоюань. Используя эти данные, мы оценили тенденции смертности от рака желудка в разных когорт. был найден Воздействие китайского голода тесно соотносятся с долгосрочным недоедания в раннем возрасте.
методов
Дизайн исследования
человек с учетом протокола для данного исследования был одобрен Комитетом по этике медицинского факультета по . Шаньдун академии медицинских наук
дизайн настоящего исследования состояла из трех частей: (1) проанализировать тенденцию желудка смертности от рака в течение 1970-2009 в Чжаоюань и оценить наименьшее количество ссылок инкубационного периода желудка рак; (2), чтобы оценить эффективность дефицита питательных веществ и будет ли оно связано с риском развития рака желудка по иерархическому возрастной период когорте (APC) анализ имеющихся данных наблюдения; (3), чтобы сравнить разницу в риске рака желудка смертности между когорт рождения, которые были выставлены на 1959-1961 китайского голода и рождение когорт, которые не подвергались воздействию голода.
Данные смертности рака желудка <бр> получены данные о количестве смертей от рака желудка в популяции в период между 1970 и 2009 гг. Данные за период с 1970 по 1984 год происходил из трех ретроспективных исследований смерти (1970-1974, 1975-1979 и 1980-1984), проведенных нашей исследовательской группой [6]. Данные за период 1985 по 2009 годы пришли из регистрации случаев смерти подразделения Центра по контролю и профилактике Чжаоюань, болезни, которые только начали регистрацию смерти в 1985 году
В целях контроля качества данных, внутренний процедурный проверка системы , который оценивается своевременность регистрации случаев смерти, полноты записей в регистрационной форме и точности ошибок при вводе данных были исправлены путем повторной проверки больничные записи для каждой смерти. Достоверность данных и полнота оценивали с использованием индексов, таких как доля микроскопически подтвержденных случаев (MV%), доля регистраций смерти сертификатов только (ИДК%) и смертности к заболеваемости соотношение (M: I) [35]. Для периодов восьми смерти обследования (1970-1974, 1975-1979, 1980-1984, 1985-1989, 1990-1994, 1995-1999, 2000-2004 и 2005-2009), значения MV% были 42,7%, 43,5 %, 45,7%, 44,3%, 47,5%, 49,8%, 47,3%, и 48,2%, соответственно. Эти значения% DCO составил 2,1%, 1,8%, 2,5%, 1,9%, 1,0%, 0,9%, 0,8% и 0,02% соответственно. Другие случаи были диагностированы гастроскопии или рентгенологическом исследовании с бариевой без хирургического лечения. M: I значения находились между 70,0 и 75,0 с 1985 по 2009 г. Это согласуется с докладом от Квидонга округа Китая [36]. Рао и др. (2007) использовал коды больниц для каждой смерти в качестве стандартной системы классификации для оценки достоверности регистрационных диагнозов для городского Китая и чувствительности проверки рака желудка была 91,7% (95% доверительный интервал: 86-97%) [37]. Чувствительность проверка рака желудка в Чжаоюань был 90,1%. - 95,6% в течение периода исследования
код, соответствующий рака желудка в Международной классификации болезней было 151 на 9-й ревизии (1979-1994) и С16 в 10-я редакция (1995-2009). На основании этих данных, повозрастного смертность по полу была рассчитана на 13 пятилетних возрастных групп (от 20 до 84) и 8 пятилеток (1970 по 2009). Используя эти классификации, 20 перекрывающихся пятилетних когорт при рождении были идентифицированы и определены в соответствии с центральным год когорты. Сырые и возрастные коэффициенты были рассчитаны на 8 пятилетних периодов времени в период с 1970 по 2009 Стандартизированные по возрасту показатели были рассчитаны прямым методом с использованием мировых стандартов в области народонаселения (Национальное управление по контролю и профилактике, 1980) рака. <Бр> данные недостаточности питания
на основе данного исследования данных рака желудка, по нашим оценкам, по меньшей мере отнесение инкубационного периода рака желудка было 15 лет (как показано ниже). Информация о питании была собрана 15 лет до данных смертности от рака желудка.
Данные на зерно на душу населения в период с 1955 по 1985 год для фермеров пришли из исторических записей Чжаоюань Annals [38]. Питательные компоненты, включая calocalorie, белков, жиров и углеводов рассчитывали с использованием метода из книги под названием "China Food Состав 2004" [39].
Критерий недостаточного питания был основан на изучении Pertha и Debraj (1986) [ ,,,0],40], который заявил, что "средняя потребность населения калорийность для продуктивных сельскохозяйственных рабочих (или для нормального развития ребенка) составляет 1870.7 калорий в день, а средняя потребность остаться в живых приблизительно 804,4 калорий в день."
что касается пищи структура потребления исследуемой популяции, овощи были приоритетом. Около 90% калорий и более 80% потребление белка были из овощей, прежде чем экономика была реформирована и открыли [41, 42]. Таким образом, общая средняя зерна на душу населения был использован для оценки питательных компонентов в настоящем исследовании. Там не было никаких доступных исторических данных о мясе животных в летописях округа. Следовательно, мы скорректировали калорийности и белка потреблений множителем 1,10 (то есть, равное 1, деленной на 90% или 80%).
Голод Тяжесть
Во-первых, мы приняли подход, используемый Чен и Чжоу (2007 ), которые использовали избыточной смертности в 1959-1961 годах на уровне провинций, чтобы сформировать меру тяжести голода [20]. Избыточная смертность была рассчитана как разница между показателями смертности от голода года и в среднем уровень смертности в 1956-1958 гг. В таблице 1 приведены показатели смертности 1955 по 1966 год, а избыток уровня смертности в 1959-1963 Чжаоюань. Уровень смертности были относительно стабильными до 1959 г., но в течение 1959-1963, показатели смертности резко выросли и были в среднем значительно выше, чем лет до и после голода. Период времени (1959-1963) от голода в Чжаоюань было больше, чем в среднем 3 года (1959-1961) от голода во всей провинции Шаньдун. Чем хуже период голода в Чжаоюань также с 1959 по 1961.Table 1 Коэффициенты смертности 1955-1966 и избыточной смертности 1959-1962 и число человека, родившегося в 1956-1964 годах в Чжаоюань

1956

1957

1958

1959

1960

1961

1962

1963

1964

1965

1966

Группа A: Уровень смертности в провинции Шаньдун и Чжаоюань
Sandong а, 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
Группа B: Избыточный уровень смертности в провинции Шаньдун и Чжаоюань
провинции Sandong
5,9
11,3
6,07
Чжаоюань
5.4
7.8
8.1
4.5
3,0
0,6
Панель C: число человека, родившегося в 1956-1964 годах в Чжаоюань б
когорты (родился год)
1956
1957
1958
1959
1960
1961
1962
1963
1964
население
12638
14732
10856
10751
11364
9393
16899
20176
17602
CSSIc
0,66
: с. избыточные уровень смертности в провинции Шаньдун заимствован из Чен и Чжоу (2007), Таблица 1, P664
б : источник данных: Шаньдун бюро статистики и бюро переписи населения. 1949-1984 Сборник статистических данных по народонаселению. Цзинань, Шаньдун Бюро статистики Цзинин Press 1985.
C: Аббревиатура используется:. CSSI, размер когорты индекс усадки
Во-вторых, мы использовали метод, выдвинутое Huang и др. (2010), которые использовали индекс размер усадки когорты (CSSI) для оценки тяжести голода для каждого округа в Китае [21]. CSSI = (N <суб> nonfamine - N <суб> голод) /N <югу> nonfamine. Там, где N <суб> голод средний размер когорты человека, родившегося в голодные годы (1959-1961) и N <суб> nonfamine является средний размер когорты человека, родившегося в течение 3-х лет непосредственно перед голодом ( 1956-1958) и 3-х лет сразу после голода (1962-1964) в графстве Чжаоюань [43]. Как показано в таблице 1, CSSI был 0,66 для голода в Чжаоюань, и это было рядом с самой высокой стоимостью 35 графств голода индексов (от 0,24 до 0,64), сообщает Huang, и др. [21].
Статистика
годовое изменение процентов была рассчитана с использованием модели регрессии Joinpoint. Программное обеспечение, используемое позволило определить статистическую значимость очевидного изменения тренда [44]. Частоты инкубационных периодов для рака желудка были группы каждые 5 лет, совокупные проценты были определены на этих интервалах и логарифмы этих значений были нанесены на обычной миллиметровой бумаге вероятности. Значение медианы был инкубационный период развития рака желудка следует оценить после воздействия 1959-1963 китайского голода в Чжаоюань [45].
Для оценки независимых переменных (возраст, период, когорта новорожденных, и голод) связано с риском развития рака желудка, общие модели Логлинейный Пуассона были установлены с помощью метода максимального правдоподобия. Смертность от рака желудка предполагалось следовать распределению Пуассона. Каждый фактор в модели имели дополнительный эффект на скорость журнала выглядит следующим образом: <мо> войти
<мили> λ
IJK
<Мо> =
<ми> μ
<мо> +
<ми> α
<ми> я
<Мо> +
<ми> π
<ми> J
<Мо> +
<мили> γ
<ми> к
<Мо> +
<мили> х
<Мо> +
<ми> г
<ми> J
<Мо> +
<ми> ε
IJK
, (1) в случае, если возраст эффект представлен альфа
<подразделам> я
(я
= 1, ..., 13), период эффект π
<югу> J
(J
= 1, ..., 8), эффект когорты рождение γ
<югу> к
(к = 1
, ..., 20), гендерный эффект х
, а эффект голод г
<югу> J
(J
= 0, 1). ε
<суб> IJK
представляет собой случайную ошибку.
В общем лог-линейной модели Пуассона, зависимой переменной было количество смертей, с человеко-лет риска в качестве переменной смещения. В качестве независимых переменных, мы включили возраст и рождение когорт с пятилетними интервалами и восемь периодов каждые пять лет с 1970 по 2009 г. показатели были оценены как относительный риск (ОР), используя данные по возрастной группе 80-84, 1970 -1974 смерть период проведения обследования, а также 1890-1894 когорты в качестве эталонных значений (1.0).
Чтобы оценить независимые переменные, т.е. возрастной период-когорты (APC), голод, и гендерные, связанные с риском рак желудка, три модели общего Логлинейный Пуассона были установлены с помощью метода максимального правдоподобия. В этих моделях, зависимой переменной было количество смертей от рака желудка, с человеко-лет риска в качестве переменной смещения. В одной модели, независимые переменные включали фактор периода, а также ковариатами пола, возраста и голода. Вторая модель включала фактор возраста, а также ковариатами пола, периода и голод. Третья модель включала фактор когорты, а также ковариатами пола, периода и голода.
ОШ для этих параметров были скорректированы по отношению к другим параметрам, полученных из наилучшего соответствия модели. Был отмечен высокий корреляция между возрастом и когорты. Таким образом, чтобы избежать колинеарности в регрессионной модели APC, две переменные не были включены в той же регрессионной модели.
Чтобы оценить долгосрочный эффект от голода на рак желудка, мы сравнили случаев смерти от рака желудка между двумя группами с и без воздействия недоедания. Первый включал 7 пятилетние о рождении когорты с 1930 по 1964 год, и сравнивали с данными смертности от 1970-1974. Последняя включала 7 пятилетние рождаемости когорты с 1965 по 1999 год, и сравнивали с данными смертности от 2005-2009. Статистический анализ был проведен с использованием SPSS версии 17.0.
Результаты
описательный анализ
накопительная общей численности населения в Чжаоюань было 2,411,412 во время обследования 1970-1974 смерти и 2,830,866 во время съемки 2005-2009 смерти. Смертность от рака желудка на 100000 лиц по признакам пола и обследования периодов приведены в таблице 2 и на рисунке 1. Соответствующий сырой и стандартизованные показатели смертности от рака желудка были 34,94 и 44,82 на 100000 лиц в опросе 1970-1974 смерти и 42,20 и 24,43 на 100000 физических лиц в опросе 2005-2009 смерти. Несмотря на увеличение смертности от рака желудка в исследованиях смерти 1970-1974 и 1975-1984, замечательное общее снижение было отмечено в период с 1985 по 2009 год, используя модели Jionpoint регрессии, ежегодное процентное изменение в заболеваемости раком желудка смертность составила -2,64% ( 95% доверительный интервал, ДИ = -3,88% и -1,37%) в период с 1985 по 2009 год ежегодные изменения были -2,07% (95% ДИ = -3,19% и -0,94%) для мужчин и -2,09% (95% ДИ = -3,11% и -1,06%) для женщин за тот же период. Смертность от рака желудка достигла своего пика в 1975-1979 гг. Этот период был 15 лет до 20 лет после того, как китайский 1959-1961 голод, который закончился в 1963 г. Для настоящих данных после воздействия 1959-1961 китайского голода, инкубационный период развития рака желудка оценивалась как 17,3 (99% доверительный интервал : 15.5-19.1) years.Table 2 Уровень смертности от рака желудка в течение восьми периодов 1970-2009 в Чжаоюань (ставка на 100000) *
Период

Мужчины

Женщины

Total

Crude смертности

стандартизированные показатели смертности

Сырая смертность

стандартизированные показатели смертности

Сырая смертность

Унифицированная 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
*: Стандартизированная смертность рассчитывается прямым методом с помощью стандартного мирового населения
Рисунок 1 уровень смертности мужчин и женщин во время 1970-2009 в Чжаоюань. (Примечание: стандартизированная смертность была рассчитана на определенный процент мирового населения в 1980 году).
На рисунках 2-А и 2-Б показать повозрастный коэффициент смертности мужчин и женщин для различных когорт рождения. Повозрастного уровень смертности от рака желудка уменьшилась в более поздние когорты рождения. В каждой возрастной когорте, были найдены показатели смертности рака желудка уменьшается с возрастом. Рисунок 2. Повозрастные смертность от рака желудка в год рождения для мужчин в период 1970-2009; Рисунок 2 -B Повозрастные смертность от рака желудка по году рождения для женщин в период 1970-2009.
потребление продуктов питания в среднем фермера на душу населения с 1955 по 1985 год в Чжаоюань показано на рисунке 3-A. Рисунок 3-B показывает среднее калорий, углеводов, белков и жиров на душу населения в год жителей Zhaoyuan с 1950 по 1985 год средние уровни калорийности с 1960 по 1961 год были близки к среднему уровню выживания для жителей. Рисунок 3. Средние средства потребления продуктов питания на душу населения для сельских жителей во время 1955-1985 в Чжаоюань. Рисунок 3-B Средние средства потребления питания на душу населения для сельских жителей во время 1955-1985 в Чжаоюань. Примечание: калорийность единица кило калорий
факторы риска, связанные со смертностью от рака желудка с помощью Логлинейный общей Пуассона регрессионной модели
Как показано в таблице 3 и на рисунке 4, результаты анализа с помощью Логлинейный. общая модель регрессии Пуассона показал следующее: (1) по сравнению с когортой 1960-1964 рождения, риск развития рака желудка во всех когорт рождения с 1900 по 1959 год значительно увеличилась после корректировки пол, возраст, период и факторы голода; (2) по сравнению с 1970-1974 когорты, риск развития рака желудка в 1975-1979 когорте значительно увеличилось, в то время как другие имели постоянно снижается риск; (3) по сравнению с 85-89 возрастной группы в исследовании 2005-2009 смерти, ОШ уменьшается с младшего возраста и достигла значительных уровней для возрастной группы 50-54 (P &
л; 0,005); и (4), по сравнению с женщинами, самцы с повышенным риском развития рака желудка (OR = 2,31; 95% ДИ = 2,22 и 2,41) после корректировки вмешивающихся factors.Table 3 относительный риск смертности от рака желудка от голода и возрастная cohort- период анализа управлением
Factor

OR(95%CI)

Factor

OR(95%CI)

Factor

OR(95%CI)

Age

Когорта

период

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 (1.22-2.08)
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 <бр> 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)
: с поправкой на голод и пола; 95% ДИ = 95% доверительный интервал. б: Возраст 85- лет в период 2005-2009 годов в качестве базового уровня в возрастной модели. C: период 1970-1974 в качестве базовой линии в модели период; d:. когорта рождение 1960-1964 в качестве базового уровня в модели возрастной когорты Рисунок 4
относительный риск врожденных когорт по смертности от рака желудка по сравнению с когорты 1960-1964 в качестве базовой линии.
Сравнение риска развития рака желудка между двумя группами с и без воздействия китайского голода
Как показано в Таблице 4, стандартизованные показатели смертности от рака желудка в 7 пятилетних когорт рождения с 1930 по 1964 год (подвергаются воздействию голода) были 10,26 на 100000 для мужчин и 2,20 на 100000 для женщин в опросе 1970-1974 смерти. Тем не менее, стандартизованные показатели смертности от рака желудка в 7 пятилетних когорт рождения в период с 1965 по 1999 год (не подвержены голоду) были 7,67 на 100000 для мужчин и 2,34 на 100000 для женщин в период обследования 2005-2009 смерти. Группа подвергается воздействию голода имели повышенный риск развития рака желудка, с относительным риском (ОР) значения 2,39 (95% ДИ = 1,51 до 3,77) для мужчин и 1,64 (95% ДИ = 1,02 до 2,62) для females.Table 4 Желудок смертность от рака по сравнению между воздействием голода для рождения когорты от 1960-1964 до 1930-1934 во времени обследования 1970-1974 и без воздействия голода родовые когорт от 1995-1999 до 1965-1969 во времени обследования 2005-2009 в
время опроса

Семь 5-год рождения когорт

экспозиции Голод

Население

всех смертей
привести к смерти от рака желудка

Сырая желудка смертность от рака

регламентированных рак желудка mortalityb

Мужчины:
1970-1974
1930-1934 до 1960-1964
Да <бр> 727391
1160
63
8,66
10,26
2005-2009
1965-1969 до 1995-1999
нет
716785
1352 не
26
3,63
2.20
Женщины:
1970-1974
1930-1934 до 1960-1964
Да
700724
889
45
6.42
7,67
2005-2009
1965-1969 до 1995-1999
нет
713375
530
28
3,93
2,34
: Когда не сравнивая темпы смертности от рака желудка, родившихся в 1965-1999, который без воздействия голода с тем, что родившихся в 1930-1964, которые воздействие голода, Пирсона хи-квадрат: 14.815, P < 0,001 для мужчин, и что хи-квадрат Пирсона: 4,269, P = 0,039 для женщин, соответственно. б: Стандартная смертность была рассчитана по численности населения мира Национального бюро по контролю и профилактике рака. 1980, и блок был 1 /100,000.
Обсуждение
Основной вывод, полученный в настоящем исследовании было то, что население Zhaoyuan, который испытали долгосрочные дефицита питательных веществ с детства до подросткового возраста, что повышенный риск развития рака желудка 15 к 20 лет после 1959-1961 китайского голода. Врожденные когорты, которые подвергались воздействию голода или недоедания испытали имели более высокие показатели смертности от рака желудка в более позднем возрасте, чем рождение когорты не подвергается недоедания. Впервые мы сообщали, что воздействие голода в начале жизни может увеличить риск развития рака желудка в дальнейшей жизни.
Пищевой риск развития рака желудка и дефицита
Чжаоюань находится 120 ° 08 'до 120 ° 38' E и 37 ° 05 'до 37 ° 33' с.ш. в полуострове Шаньдун. До эпохи экономического реформирования и открытой политики в Китае, округ был бедным сельскохозяйственное расположение с учетом его гористой местности с бесплодных почв. Среднегодовая чистая прибыль фермеров была меньше, чем USD50.
Тенденция смертности от рака желудка в Чжаоюань идентичен тому, что во всей провинции Шаньдун и Китая [6, 46]. За последние три десятилетия, выживание для заболевания значительно улучшилось. Тем не менее, в период с 1970 по 1990 год, пятилетние показатели выживаемости пациентов с раком желудка были на 20% до 30% [47, 48]. Это открытие может иметь незначительное влияние на смертность от тенденции долгосрочного наблюдения в настоящем исследовании.
Поддерживать выше вывод, информация о долгосрочной дефицита питательных веществ должно быть произведено для достижения цели настоящего исследования , С момента создания Китайской Народной Республики Китай в 1949 году до 1987 года, что повлекло за собой сельскохозяйственные и социальные реформы, еда фермеров была нормирована органами местного самоуправления сельских общин. Эта система присвоения еды, которая была уникальной в Китай, был записан в анналы графства.
Второй мировой войны и длительной гражданской войны не вызывал китайский народ не страдать от дефицита питательных веществ до середины 1970-х годов. 1959-1961 Китайский голод был самый серьезный голод в 20-м веке. В 1960 и 1961 годах, совокупное производство на душу населения зерна, который является основным компонентом китайской диеты, снизился на 51,39% и 40,97%, соответственно, по отношению к тому, что в 1959 году (144 кг на душу населения) [49].
тяжесть 1959-1961 китайского голода варьировалась в разных регионах и пострадавших сельских районов непропорционально [21, 50]. Кроме того, его продолжительность варьируется географически. Продолжительность для большинства областей был с 1959 по 1961 год, но для некоторых из худших районов это было с 1959 по 1963 год или позже [51]. Голод в Чжаоюань был одним из худших и его продолжительность составляла от 1959 до 1963 года
С 1955 по 1959 год, сладкий картофель составляли 29,7% от общего объема потребляемой пищи резидентами Zhaoyuan. Зимой 1959 года, внезапное падение температуры и misgovernance привело к сладким повреждения картофеля, и, как следствие, острая нехватка продовольствия. Правительство пыталось смягчить эту ситуацию, предоставив 100 г зерна на человека в день. Неизбежно, что люди до сих пор испытывали недоеданием.

Дефицит питания увеличивает риск смертности от рака желудка

Исследования

Исследования

Other Languages