研究文章|开放获取
乔安妮·m·队长约瑟夫·d·邦纳蒂莫西·m·约翰逊,斯蒂芬·b·格鲁伯, ”非甾体类抗炎药物和黑色素瘤的风险”,杂志的皮肤癌, 卷。2011年, 文章的ID598571年, 4 页面, 2011年。 https://doi.org/10.1155/2011/598571
非甾体类抗炎药物和黑色素瘤的风险
文摘
因为非甾体类抗炎药(非甾体抗炎药)抑制肿瘤的生长在体外,我们调查了非甾体抗炎药和黑素瘤之间的联系来确定是否有流行病学chemopreventive影响这些药物的证据。与事件三百二十七例黑色素瘤和119年melanoma-free控件完成了结构化面试评估黑色素瘤风险因素。未经调整的优势比(或)使用nonaspirin非甾体抗炎药是0.58 (95% CI 0.31 - -1.11),与黑素瘤比较对象的控制。黑素瘤的风险因素调整后,或为0.71 (95% CI 0.23 - -2.02)。阿斯匹林使用者未经调整或0.85 (95% CI 0.45 - -1.69)和调整或为1.45 (95% CI 0.44 - -4.74)。在本试验研究中,我们没有发现一个重要的证据联系镇痛潜在混杂因素时使用和黑色素瘤风险评估。基于冲突的报道的文献,分析可能是适当的。
1。介绍
黑色素瘤是一种潜在致命的肿瘤发病率继续增加,尽管公共教育措施来限制阳光照射(1]。化学预防已被确定为一个重要的策略,降低黑色素瘤发病率(2]。候选人之间的代理,非甾体类抗炎药(非甾体抗炎药)已经被证明能够影响紫外线辐射造成的细胞损伤的机制3]。表达cyclooxygenase-2 (cox - 2)、非甾体抗炎药的主要药物目标,据报道93%的黑色素瘤(4]。此外,在体外和动物的研究已经证明了非甾体抗炎药对黑色素瘤的保护作用;(4- - - - - -6]然而,研究在人类中有冲突的结果(7- - - - - -9]。
使用病例对照设计,我们测试的假设非甾体抗炎药传达chemoprotective效应对黑色素瘤。
2。方法
的基因、环境和黑色素瘤(GEM)的研究是一个多中心病例对照研究黑色素瘤研究遗传和环境。宝石研究设计的一个完整的描述分别发表(10- - - - - -12]。在这份报告中,只有密歇根大学的受试者使用,因为补充数据没有收集关于药物的使用从其他中心。
患者第一次主要在2000年侵入性黑色素瘤诊断和个人之间的第二次或高阶侵入性诊断原发性黑色素瘤1月1日2000年8月31日,2003年,有资格参与。密歇根大学的网站,主题与第一主黑色素瘤原位2000年诊断也参加。这个站点还登记配偶的黑色素瘤主题作为控制。入选标准为控制是当前婚姻关系黑色素瘤主题和愿意提供知情同意参加。配偶如果他们被排除在参与控制黑色素瘤的个人历史。当前的分析仅限于例诊断为第一主侵入性黑色素瘤或黑色素瘤原位。
参与者提供书面知情同意在登记的时候。机构审查委员会批准的协议是密歇根大学。
受试者完成评估个人和癌症家族史的采访时,皮肤的表现型,药物的使用和并发症。评估过去和现在使用止痛药,他们被要求召回药物使用每天至少三个月。
使用SAS统计分析软件(版本9.1)。应急表被用来评估原油药物使用和黑色素瘤风险之间的关联。确切概率法是用于确定P值,当细胞包含项小于10。无条件的使用逻辑回归评估药物的使用和黑色素瘤风险之间的关系,调整了混杂,识别任何潜在影响修改。所有报告P值是双面的。
评估潜在变量的多变量模型包括年龄、性别、家族史的黑色素瘤,肤色、发色、眼睛颜色,严重晒伤史,心血管疾病史,肌肉骨骼疼痛的历史条件下,倾向的皮肤烧,倾向于皮肤晒黑,年龄第一次晒伤,摩尔数,吸烟史,历史上其他医疗诊断(是/否),和他汀类药物使用。不包含在初始的多元模型如果的协变量使用止痛剂的单变量模型和黑色素瘤风险导致10%或更大的优势比的变化。这些协变量被删除从饱和多元模型逐步的方式优化适合由AIC的数据。
3所示。结果
七百二十八人在与参与密歇根大学学习。其中,509例(69.8%)完成了电话采访中。这些主题的黑色素瘤患者占390;剩下的119人melanoma-free患者的配偶。黑色素瘤的主题,104年原位黑色素瘤,223年第一次(单主)黑色素瘤,和63年第二次或高阶(多个主)黑色素瘤。在这个分析中,个体与多个原发性黑色素瘤被排除在外,因为我们不能调整基于生存的选择性偏差从第一主黑色素瘤。人口统计特征描述在表1和结果总结在表2。由于黑色素瘤之间的性别和年龄的差异和控制组织,这些变量是经验包括在多变量模型。在最后反是模型年龄,性别,肤色,黑色素瘤家族史,摩尔数。
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| SD标准差。P值从Mantel-Haenszel分类变量χ2测试。 |
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| 或优势比;CI置信区间;非甾体抗炎药非甾体类抗炎药物。 |
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3.1。阿斯匹林
据报道10.9%的常规使用阿司匹林控制。现在或过去使用阿司匹林与未经调整优势比为0.85 (95% CI 0.43 - -1.69)。优势比为1.45 (95% CI 0.44 - -4.74)在多变量模型中调整年龄、性别、肤色、黑色素瘤家族史,摩尔数。摩尔数的影响最重要的调整优势比。限制分析当前用户或那些侵入性黑色素瘤产生了类似的结果。由于小数量的学科,过去使用无法评估。主题与原位黑色素瘤更有可能比那些服用阿司匹林侵入性疾病,但这种差异没有统计学意义(或0.615;95%可信区间0.29 - -1.31)。
3.2。Nonaspirin非甾体抗炎药
大约有14%的对照组常规nonaspirin非甾体类抗炎药的使用在我们的研究报告。黑色素瘤风险的调整优势比任何nonaspirin非甾体类抗炎药的使用为0.58 (95% CI 0.31 - -1.11),和调整后的优势比为0.71 (95% CI 0.23 - -2.02)。协变量的多变量模型在阿司匹林一样的模型。阿司匹林的使用模型并不影响比值比,当局限于侵入性黑色素瘤和结果是相似的。对照组更可能被当前用户的非甾体抗炎药(或0.45;95%可信区间0.23 - -0.88);然而,这个协会是不再重要当协变量调整(或0.55;95%可信区间0.19 - -1.58)。过去使用减少黑素瘤的风险无关。非甾体抗炎药使用的对象原位疾病类似于那些使用侵入性黑素瘤。
3.3。具体cox - 2抑制剂
大约有9%的控制报告经常使用cox - 2抑制剂。在探索性分析,原油黑色素瘤COX-2-inhibitors用户的优势比为0.61 (95% CI 0.28 - -1.31),和调整后的优势比为0.42 (95% CI 0.14 - -1.27)。
3.4。对乙酰氨基酚
为了评估是否非甾体抗炎药的影响是由于医疗指示而不是行动的机制,我们在黑素瘤的风险评估对乙酰氨基酚的影响。由于小数量的用户控件(2.5%),确切概率法进行了双面的P值变成0。
4所示。讨论
我们的研究结果表明,阿司匹林和非甾体抗炎药nonaspirin没有相关联的持久大减少黑素瘤的风险一旦潜在的混杂因素考虑在内。很小的有益影响这些药物可能是一个更大的研究中发现,不能排除在外。我们无法完全评估特定cox - 2抑制剂的影响或对乙酰氨基酚由于小数量的普通用户在我们的研究中。
非甾体抗炎药对黑色素瘤的效果评估四个其他出版物。第一个描述与黑色素瘤病例对照研究的110名妇女和609匹配控制7]。黑色素瘤的相对风险服用非甾体抗炎药的女性为0.45 (95% CI 0.22 - -0.92)。我们的研究建立在与男人的包容这个结果,增加黑色素瘤病例,和评估额外的协变量。第二项研究调查的影响,非甾体抗炎药在人之前黑色素瘤(13]。个人采取COX抑制剂不太可能有新的原发性黑色素瘤,黑色素瘤复发,或者黑色素瘤转移。我们的研究需要从二/三级预防这个问题设置为一级预防环境。第三个研究使用非甾体抗炎药的维生素和生活方式(至关重要的)研究NCI监测、流行病学、最终结果注册表(9]。这些研究者发现非甾体抗炎药的使用和黑色素瘤风险之间没有联系。本研究的病例数是类似于我们的;然而,许多人原位而非侵入性黑素瘤。我们的研究又扩展了这个结果通过使用更多的侵入性黑色素瘤病例和添加摩尔数的数据,这是最重要的协变量的分析。第四研究评估这个问题在荷兰PHARMO药房数据库和PALGA病理学数据库(8]。他们发现黑色素瘤的风险减少46%女性连续使用阿司匹林(或0.54,95%可信区间0.30 - -0.99)。我们的工作增加了黑素瘤的风险因素,这可以作为潜在的混杂因素。
我们的研究也有一些局限性。不幸的是,我们无法验证的报告与处方药物使用记录在我们的研究中,许多非甾体抗炎药在柜台,和使用这些药物并不总是准确收集的医疗记录。日晒无法评估作为一个潜在的“由于缺乏一个简单的验证措施的风险因素。然而,我们评估了自我报告的历史严重灼伤,年龄开始晒伤,并倾向于燃烧作为潜在混杂因素;这些优势比没有显著影响。可能存在选择性偏差在对照组,黑色素瘤受试者的并不是所有的配偶。在未同意配偶数据不可用,所以我们无法评估是否参与的配偶是代表潜在的控制人口作为一个整体。此外,优势比可能减毒的高手配偶控件,可能类似于病例多个人在一般人群。
总之,在我们的初步研究发现镇痛剂使用之间无显著相关性,黑色素瘤风险评估潜在的混杂因素时。基于这个问题的相互矛盾的数据,评估在一个更大的群体,还允许评估潜在的混杂因素或荟萃分析可能是合适的。
确认
NCI CA 98 - 018提供的资金,国家卫生研究院/ NCI T32 CA009357,和贝克尔基金。由于杜维恩鲟鱼,Kandace修改,珍波因特,Laura Rozek埃里克•Cook-Wiens杰西卡·库克,温迪Kohlmann,雪莉泰勒,林恩Tomsho,贝丝·雅各布斯援助数据收集和分析。
引用
- a . Jemal r·西格尔·e·沃德,y, j .徐和m·j·图恩湖,“癌症统计数据,2009年,”CA:临床医生的癌症杂志》上卷,59号4、225 - 249年,2009页。视图:出版商的网站|谷歌学术搜索
- m . f . Demierre和l .内桑森“化学预防黑色素瘤:一个新的策略,”临床肿瘤学杂志,21卷,不。1,第165 - 158页,2003。视图:谷歌学术搜索
- 黄c . w . y .妈,d . Hanenberger m·p·克利瑞·g·t·鲍登和z盾,“抑制紫外线B-induced激活蛋白1 (AP-1)活动阿司匹林AP-1-luciferase转基因老鼠,”《生物化学》杂志上,卷272,不。42岁,26325 - 26331年,1997页。视图:出版商的网站|谷歌学术搜索
- c . Denkert m . Kobel s·伯杰et al .,“人类恶性黑素瘤,环氧酶2的表达”癌症研究,卷61,不。1,第308 - 303页,2001。视图:谷歌学术搜索
- o . Ordan r . Rotem i雅斯贝尔斯,e . Flescher“逆境应答物增殖蛋白激酶介导aspirin-induced黑色素瘤细胞增殖,抑制B16转椅”英国药理学杂志》上的报告,卷138,不。6,1156 - 1162年,2003页。视图:出版商的网站|谷歌学术搜索
- p . k .拉拉和r s Parhar B16F10黑素瘤小鼠肺转移的治疗慢性吲哚美辛治疗结合重复轮白介素2:杀手细胞原位生成的特点,“癌症研究,48卷,不。5,1072 - 1079年,1988页。视图:谷歌学术搜索
- j·r·哈里斯Beebe-Donk, k . k . Namboodiri“逆非甾体抗炎药协会和恶性黑色素瘤女性,”肿瘤的报道,8卷,不。3、655 - 657年,2001页。视图:谷歌学术搜索
- a·艾伯e . r . Koomen, m . k . Casparie r . m .郝林h . j . Guchelaar和t . Nijsten“非甾体抗炎药和黑色素瘤风险:大荷兰以人群为基础的病例对照研究中,“《皮肤病学研究杂志》上,卷129,不。11日,第2627 - 2620页,2009年。视图:出版商的网站|谷歌学术搜索
- m . m . Asgari s s马鲁蒂和大肠白色,“大型队列研究非甾体类抗炎药物的使用和黑色素瘤发病率,”《美国国家癌症研究所杂志》上,卷100,不。13日,967 - 971年,2008页。视图:出版商的网站|谷歌学术搜索
- c·b·贝格Orlow, a . j .悍马et al .,“一生中患黑色素瘤的风险在CDKN2A突变携带者在以人群为基础的示例中,“《美国国家癌症研究所杂志》上,卷97,不。20日,第1515 - 1507页,2005年。视图:出版商的网站|谷歌学术搜索
- r·c·米利根悍马,c·贝格et al .,”的核苷酸切除修复基因多态性和多个原发性黑色素瘤的风险:环境和黑色素瘤的基因研究中,“致癌作用,27卷,不。3、610 - 618年,2006页。视图:出版商的网站|谷歌学术搜索
- c·贝格A . j .悍马Mujumdar, b . k .阿姆斯特朗et al .,“癌症病例对照研究设计只使用事件案例:与宝石黑素瘤的研究经验,“国际流行病学杂志》上,35卷,不。3、756 - 764年,2006页。视图:出版商的网站|谷歌学术搜索
- c·c·拉米雷斯,f .妈,d . g . Federman和r s Kirsner”使用环氧酶抑制剂和黑色素瘤的风险在高危患者中,“皮肤外科没有,卷。31日。7,748 - 752年,2005页。视图:谷歌学术搜索
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