发病风险（精选8篇）
发病风险 篇1
食管癌在世界范围常见癌症中发病率位列第八,其致死率位列第六[1]。食管癌的发病原因至今不明,一般认为其发病与食物粗糙、饮食过快、饮酒、吸烟、精神作用、遗传以及食管炎等因素关系密切。本文对国内近年来有关食管癌发病因素的研究进行综合分析,借鉴健康危险因素评价的方法,利用分析的结果进行建模,实现对食管癌个体发病风险的预测。
1 材料与方法
1.1 资料来源
联合检索中国知网数据库以及Pub Med数据库,辅以文献追溯等方法收集2000年1月至2015年6月已发表的相关文献。中文搜索关键词为:“食管癌”,英文搜索关键词为:“esopha-geal”和“cancer”。参考Lichtenstein的标准[2]进行质量评价。对重复报告、以及数据描述不详的文献予以剔除。在68篇文献中最终选取文献18篇[3,4,5,6,7,8,9,10,11,12,13,14,15,16,17,18,19,20](9篇国外杂志发表,9篇国内发表),总计23个独立试验。见表1。
1.2 数据分析
每篇文献每个研究感兴趣的风险因素并不完全相同,对同一因素的研究探讨会因为不同研究的分类方法不同导致结果不能合并,因此剔除研究独有且不具有广泛意义的因素以及因为研究条件差异导致分类不同无法合并的因素。
对于每一个保留的因素,对其研究结果进行异质性检验。根据检验结果,对同质资料采用固定效应模型合并OR,对异质资料采用随机效应模型合并OR。固定效应模型采用M-H法(Mantel and Haenszel meth-od,M-H method)[21],随机效应模型采用D-L法(Der-Simonian and Laird method,D-L method)[22]。
1.3 个体发病风险评估
健康危险因素评价(health risk factors appraisal,HRA)是20世纪60年代由美国的临床医生创立并逐渐发展起来。20世纪70年代中期,产生了危险分数的概念,用来定量化表示危险因素的分析结果。常规评价个体危险因素一般由5个方面入手:行为生活方式、环境、生物遗传、医疗卫生服务、其他(病史、家族史、生育史等)。现今国内有关食管癌的研究大多没有考虑到医疗卫生服务,而自然环境在不同的地区间可比性并不强,生物遗传因素难以利用到个体的发病风险评价中,所以本文着重从生活方式以及病史、家族史等因素入手建模。
通过meta分析的方法,可以得到一个食管癌发病风险相关因素的合并OR值表。在此基础上,建立危险分数表,作为食管癌的个体发病风险评估模型。个体发病风险按以下步骤计算:
(1)计算基准发病比例。在不知道人群归因危险度(population attributable risk,PAR)的情况下,采用Rothman和Keller提出的计算公式替代:
其中Pi为危险因素在某个水平下的个体占人群的比例,RRi为危险因素在该水平下的相对危险度。食管癌的发病率<5%,因此可以直接用OR值代替RR值。上式等价于1-PAR%。
(2)计算组合危险分数。危险分数=基准发病比例×RR。对于每个个体,可能有多项因素暴露,需要计算组合危险分数。
公式如下:
其中S是组合危险分数,mi是≥1的各项危险分数,nj是<1的各项危险分数。
(3)计算发病风险。该个体的发病风险为:发病风险=人群总发病率×组合危险分数。
2 结果
2.1 食管癌与各项研究因素的meta分析
通过meta分析的方法,可以得到一个食管癌发病风险相关因素的合并OR表。有些因素涉及的文献研究并不多,这里把涉及到的研究≤5个的因素认为是不可靠因素。在不可靠因素中,如果异质性检验结果同质性极好的因素予以保留,其余剔除。见表2。
2.2 受教育程度
在线搜索第6次人口普查数据第一部分表4-1,>6岁人口受教育情况(仅考虑无文化水平)计算得下表。见表3。
因为人群的年龄越大,总体的发病率越高,而危险分数的本质是个体风险和总体风险的比值,所以危险分数反而是随着年龄的增大而降低的。
2.3 食管癌家族史和消化道疾病史
由于食管癌发病率并不高,所以有家族史的人占人群比例很低,因此基准发病比例近似看作为1,危险得分为1.77。在线搜索《2013年中国卫生统计年鉴》表9-6-4得知2008年中国人群消化系统疾病发病率为2.45%,基准发病比例为0.87,危险得分为6.29。然而,仅有3篇文献涉及了消化系统疾病的研究观察,该结果是否可信有待更进一步的研究。
2.4 吸烟与饮酒
在中国吸烟、饮酒人群广泛,难以普查。多数调查研究以抽样的形式估计中国的吸烟人群比例。参照文献《中国人群2002年吸烟和被动吸烟的现状调查》[23],男性吸烟率为66.0%,女性为3.08%,以此计算危险得分。参照文献《中国居民饮酒行为现况》[24],男性饮酒率为39.6%,女性饮酒率为4.5%,以此计算危险得分。见表4。
2.5 饮食
饮食结构、习惯与食管癌发病可能是有相关性的。比如蛋白质摄入量和家庭的经济水平以及饮食质量相关很大,这影响到食管癌的发病风险。热食、快食虽然没有理论上的依据,但大多数研究显示这与食管癌等消化道疾病有高度的相关性。但是饮食因素难以规范研究,加上饮食在人群中的结构难以调查,无法很好地综合多项研究结果来构建模型。本文仅仅选取危险因素:不规律饮食为1.91、不食果蔬为1.77、腌制食品为2.11和烫食为2.58;保护因素:食用大蒜为0.54,基准发病比例默认为1。
2.6 情绪
在医学上认为人的情绪不好和肿瘤是有一定相关性的,因为人群情绪结构不可调查,这里默认基准发病比例为1,计算危险得分为1.60。
2.7 个体发病风险评估
例如1名65岁男性,没有文化,喝酒吸烟,饮食规律,果蔬常吃,早饭会吃腌菜,喜吃大蒜、烫食,性格开朗,无食管癌家族史,有既往消化道病史,他的各项因素的危险得分分别为:1.39,1.16,1.28,2.11,2.58,0.54,6.29。组合危险得分为:
这说明该男性相比于同龄人(60~69岁人群),食管癌的发病风险为9.35倍。
3 讨论
在过去的30多年中,meta分析作为一种汇总多个研究结果而进行总体效应评价的科学研究方法,已广泛应用于社会和医学科学研究中。仅仅单独一篇有关食管癌的文献研究,其研究结果难以成为一个普遍的结论。而通过meta分析的方法,可以加强佐证,凸显危险因素的作用,让结论更有说服力[22]。
本文通过查阅近年来国内外杂志上发表的中国地区的食管癌发病因素研究,采用meta分析的方法对结果进行合并,借鉴健康危险评估的方法,使用由Roth-man和Keller提出的基准发病比例公式,建立了适合地区特色食管癌发病风险评估模型,可用于不同地区的个体发病风险评估。食管癌的发病原因至今不明,一般认为其发病与食物粗糙、饮食过快、饮酒、吸烟、精神作用、遗传以及食管炎等因素关系密切。本文共选定了8个危险因素,另外一些危险因素因为缺乏相关的资料未能纳入研究。现阶段仍然需要大量高质量的食管癌研究来改进、完善模型。
本文在纳入文献时要求研究的对照组必须调整(配对或匹配)过年龄和性别因素。入选研究的病例组平均年龄都>60岁,可以说主要研究对象为老龄化人群。这是因为年龄的增长和恶性肿瘤发病相关性极大,绝大多数恶性肿瘤的高发期都是在高龄阶段。因此,本文纳入文献时要求对照组必须调整过年龄,这样才能更好地观察年龄以外的暴露因素对食管癌的影响。由于国内高龄男女之间生活习惯差异极大,包括饮酒、吸烟以及生活规律,这在一定程度上影响了中国男性和女性的食管癌发病率,所以本文纳入研究时要求对照组必须调整过性别,其中有2篇文献[5,13]把男女人群分开进行分析,本文将其作为2个人群视作2个独立试验。因此本模型的生活因素没有区分性别,而正是因为收集的文献研究样本本身就是以老龄化人群为主,所以模型的大部分因素并没有按年龄进行危险得分的区别计算。这并不影响模型对相关因素的预测性。
HRA的概念最早诞生于20世纪40年代。在公共卫生、人寿保险等多方面社会应用需求的情况下,量化风险指标用以估计个体风险成为重要课题。自20世纪70年代健康风险评估的定量化方法建立以来,该方法在预防医学等领域内得到了广泛的应用。在疾病危险性评价及预防方面,可以在单一危险因素与发病率的基础上,将这些单一因素与发病率的关系以相对危险性来表示其强度,得到的各相关因素的加权分数即为患病的危险性。由于这种方案简单实用,不需要大量的数据分析,是健康管理发展早期的主要危险性评价方法。本文建立在多因素的基础上,由于缺少公开数据,只能对食管癌相关文献的研究结果,即OR值及其可信区间进行进一步分析利用,采用组合危险分数的方法,忽略危险因素之间的相加交互作用,保守估计个体的发病风险。
肿瘤和不良的生活方式高度相关。本文的个体发病风险评估模型属于肿瘤的第一级预防,并不是为了预测一个人未来是否发病,而是旨在提醒群众改变不良的生活方式,以预防肿瘤。本文的结果可以用软件的形式实现,普及应用于社区预防保健和健康管理教育机构的网页上,面向群众以提醒大家采用更为健康的生活方式,加强对食管癌的预防。本文采用的方法也可以广泛应用于各类慢性病的危险因素评价中,促进群众的生活方式健康化,尤其对有食管癌家族史、病史的病人敲响警钟,改正不良的生活行为习惯,有意识地改善自身客观因素,以达到预防食管癌的目的。
摘要：目的 建立多因素的食管癌发病风险评估模型。方法 对收集的18篇文献进行综合分析,合并OR值,采用健康危险因素评价的方法,依照Rothman-Keller模型,建立危险分数表。结果 建立了有关文化水平、家族史病史、吸烟饮酒、饮食习惯以及情绪的危险分数表,以此用来预测个体将来的食管癌发病风险。结论该模型可以应用于食管癌一级预防,促进群众养成良好的生活方式。
关键词：食管癌,健康危险因素评价,个体发病风险
发病风险 篇2
蒋正宇，男，37岁，1998年被诊断为2型糖尿病，曾经口服过优降糖、瑞格列奈等口服降糖药。2005年底到医院检测，空腹血糖1 0mmoI／L、餐后血糖18mmoI／L、糖化血红蛋白(HbAlc)10％、胆固醇(CHO)8．0mmoI／L、甘油三酯(TG)3．8retooI／L、胰岛细胞抗体三项阴性。医生诊断2型糖尿病血糖控制不达标，糖尿病并发症高脂血症。
从蒋先生介绍的情况来看，他现在除了血糖控制不满意外，还是一个典型的伴有心血管疾病——高脂血症的2型糖尿病患者。这类糖尿病患者在治疗时，不能单纯只考虑降低餐后血糖或空腹血糖，而是应该从“源头”开始，通过改善胰岛素抵抗来获得长期稳定的血糖控制，并同时帮助改善高血脂症状。
针对蒋先生的情况，建议他继续选用双胍类药物降低血糖，同时应该及时添加胰岛素增敏剂(如太罗)，以降低胰岛素抵抗，再使用他汀类降脂药以更好的改善高脂血症，减缓糖尿病其他心血管并发症的发生。
在前不久召开的有关胰岛素抵抗的学术会议上，专家指出：中国仅北京一个地区近1／4的高血压、血脂异常或冠心病患者同时伴有糖尿病；而在内分泌科，越来越多的糖尿病患者被发现伴有高血压、肥胖或血脂异常。流行病学数据显示，40％的糖尿病患者合并高血压或血脂紊乱等代谢综合征表现，50％的人既合并高血压又合并血脂紊乱。
代谢综合征的一个重要特征便是胰岛素抵抗。胰岛素抵抗不但是2型糖尿病的重要发病机理，而且也可以引发高血压和血脂代谢异常。有数据显示，近50％的高血压患者伴有胰岛素抵抗。有权威专家指出：治疗这些伴有其他心血管疾病危险因素的糖尿病患者，不能单纯只考虑降低餐后或空腹血糖，而是要从“源头”开始，通过胰岛素增敏剂改善胰岛素抵抗来获得长期稳定的血糖控制，并同时帮助改善患者的血压和血脂代谢异常。
针对胰岛素抵抗的治疗理念，在新出台的我国《中国糖尿病防治指南》得到充分体现。通过改善胰岛素抵抗的胰岛素增敏剂类药物，在《指南》中被推荐为治疗2型糖尿病患者，或伴随有胰岛素抵抗的糖尿病患者的一线、基础、全程用药。国产胰岛素增敏剂太罗作为国家“十五”重大科技成果奖产品，在临床已得到广泛使用。
药物检测证明：胰岛素增敏剂在适应症人群中是一种具有良好治疗效果且安全性高的药物，国内外医学界一致认为2型糖尿病一旦发现就应该及早使用该药，且应该在整个糖尿病的全程使用，这样就可以有效地对付胰岛素抵抗，使胰岛素恢复正常的调节血糖功能。这种从病根上治疗糖尿病的方式是糖尿病治疗的一大进步，它克服了单纯降糖可能产生的种种弊端，从根本上阻止糖尿病及其并发症的发展。
饮茶对脑梗死发病风险的影响 篇3
1 资料与方法
1.1 一般资料
选取2006年7月-2007年10月在开滦总医院进行健康查体的开滦集团在职及离退休员工共101 510人接受此次调查问卷。入选标准: (1) 参加2006-2007年度健康体检的开滦集团在职及离退休职工; (2) 认知能力无缺陷, 能够自行完成问卷; (3) 签署知情同意书。排除标准: (1) 既往有脑卒中、心肌梗死、心房颤动病史者; (2) 肾小球滤过率<30ml/min/1.73m2者; (3) 已经确诊恶性肿瘤患者。
1.2 方法
1.2.1 问卷调查:
问卷调查内容包括人口学资料、病史、生活方式等。关于饮茶的问卷内容为调查问卷前1~2年内及问卷当时的饮茶习惯, 包括频率:从不饮茶、每月<1次、每月1~3次、每周1~3次、每周≥4次。
1.2.2 生化指标:
研究对象清晨空腹抽取肘静脉血, 由开滦医院检验科检测腹血糖 (FPG) 、三酰甘油 (TG) 、总胆固醇 (TC) 、血肌酐 (Scr) 等。
1.3 诊断标准及相关因素与疾病的定义
脑梗死事件指既往无脑卒中病史, 随访期间发生的致死性和非致死性脑梗死, 根据《中国急性缺血性脑卒中诊治指南》 (2010) 的标准[5]进行诊断。随访:以完成2006年7月-2007年10月健康体检时点为随访起点, 以发生脑梗死为终点事件和终点时间, 末次随访时间为2010年12月31日。
1.4 统计学方法
应用SPSS 13.0软件对数据进行统计分析。采用单因素Cox风险比例回归模型和校正混杂因素后的多因素Cox风险比例回归模型, 比较饮茶对于脑梗死发病风险的影响。P<0.05 (双侧) 为差异有统计学意义。
2 结果
2.1 研究对象基线资料
所有参加2006年7月-2007年10月健康查体的101 510名开滦集团职工中, 最终纳入统计分析者96 604人, 其中男76 864人, 女19 740人;基线平均年龄18~97 (50.93±12.54) 岁。在经常饮茶组, 男性比例较高, 且年龄、腰围、血压、空腹血糖、总胆固醇、高敏C反应蛋水平较高, 高血压病史、糖尿病史、经常吸烟、经常饮酒、嗜盐比例较高, 差异有统计学意义 (P<0.05) 。
2.2 不同饮茶频率组新发脑梗死情况
在4.02±0.27 (3.17~4.49) 年的随访期间内, 研究人群共计新发脑梗死1174例。从不饮茶、偶尔饮茶及经常饮茶组的脑梗死累积发病率分别为1.517% (868/65 223) 、0.852% (163/22 869) 、1.998% (143/8 512) , 差异有统计学意义 (χ2=69.560, P=0.000;见图1) 。
注:Cox校正的变量包括:性别 (男性/女性) 、年龄 (岁) 、腰围 (cm) 、收缩压 (mm Hg) 、舒张压 (mm Hg) 、空腹血糖 (mmol/L) 、总胆固醇 (mmol/L) 、高敏C反应蛋白 (mg/L) 、吸烟 (经常/偶尔或已戒/从不) 、饮酒 (经常/偶尔或已戒/从不) 、摄盐习惯 (嗜盐/一般/喜淡) 、高血压病史 (有/无) 、糖尿病史 (有/无) 。
2.3 Cox比例风险回归模型分析饮茶对脑梗死发病风险的影响
以脑梗死作为生存状态变量, 以饮茶频率分组、性别、年龄、腰围、收缩压、舒张压、空腹血糖、总胆固醇、高敏C反应蛋白、高血压病史、糖尿病史、吸烟、饮酒及摄盐习惯等基线脑梗死相关因素为自变量, 以不饮茶组为参照, 单因素Cox风险比例回归模型分析显示偶尔饮茶及经常饮茶组的脑梗死的危险比 (95%CI) 分别为0.534 (0.451-0.631) 、1.247 (1.045-1.489) ;多因素Cox风险比例回归模型校正后显示, 偶尔饮茶及经常饮茶组的脑梗死危险比 (95%CI) 分别为0.713 (0.597-0.852) 、0.986 (0.814-1.193。见表1。
注:模型1, 未经校正;模型2, 校正性别 (男性/女性) 、年龄 (岁) ;模型3, 校正性别 (男性/女性) 、年龄 (岁) 、腰围 (cm) 、收缩压 (mm Hg) 、舒张压 (mm Hg) 、空腹血糖 (mmol/L) 、总胆固醇 (mmol/L) 、高敏C反应蛋白 (mg/L) 、吸烟 (经常/偶尔或已戒/从不) 、饮酒 (经常/偶尔或已戒/从不) 、摄盐习惯 (嗜盐/一般/喜淡) 、高血压病史 (有/无) 、糖尿病史 (有/无) 。
3 讨论
茶叶的化学成分包括茶多酚 (包括儿茶素、茶黄素和茶红素) 、生物碱 (咖啡因、可可碱及茶碱等) 、挥发油、多糖、氨基酸、脂类、维生素 (A、B、C、E、K) 和无机元素 (如铝、氟和锰) 等。
在随访期间内, 不饮茶、偶尔饮茶及经常饮茶组研究对象的脑梗死累积发病率分别为1.517%、0.852%、1.998%, 显示偶尔饮茶组的脑梗死累积发病率最低, 这种趋势与芬兰人群的研究结果相似[2]。
单因素Cox风险比例回归模型显示本研究人群偶尔饮茶组的脑梗死发病风险低于从不饮茶组[危险比 (95%CI) 为0.534 (0.451-0.631) ], 经常饮茶组的脑梗死发病风险高于从不饮茶组[危险比 (95%CI) 为1.247 (1.045-1.485) ]。我们在多因素Cox风险比例回归模型中校正了可能影响分析结果的混杂因素, 发现偶尔饮茶组脑梗死发病风险仍然较低, 其[危险比 (95%CI) ]为0.713 (0.597-0.852) ;而经常饮茶组的[危险比 (95%CI) ]统计学意义消失, 这种趋势与Wenbin Liang研究[3]报告相似。
饮茶可能通过多种途径降低脑梗死风险。包括抗氧化、抗自由基及改善血脂紊乱[6];抗平滑肌细胞及炎性细胞增殖[7];适度饮茶的人患高血压病[8]及糖尿病[9]的风险降低;饮茶能够减缓动脉粥样硬化及血栓形成[10];改善血管内皮功能, 增强一氧化氮的产生及效应[11]。所有的这些都是脑梗死的重要影响因素[12]。
发病风险 篇4
1 材料与方法
1.1 一般资料
对山东省临沂市17个乡5000名20～65岁的男性中进行调查筛选,筛选出1387例HBsAg阳性的不伴有肝癌、肝硬化的慢性乙型肝炎感染者,进行6次ALT、AFP、B超随访,并保存血清标本。肝癌组和对照组将170例随访两年以后确诊肝癌的患者作为肝癌组,并选取276例10年来肝功能持续正常且无肝硬化或肝癌依据的乙肝携带者作为对照组。所有研究对象均为男性,且均未进行抗病毒治疗。两组患者入选时的年龄、吸烟史、饮酒史无统计学差异,P>0.05。
1.2 仪器与试剂
318MC高速双波长酶标仪(深圳市博大精科技实业有限公司),k640PCR热循环仪(成都雅源科技有限公司)等。主要试剂:乙型肝炎病毒标志物诊断试剂盒(北京科卫临床诊断试剂有限公司),丙型肝炎病毒抗体诊断试剂盒(天津中新科炬生物制药有限公司),甲胎蛋白定量检测试剂盒(上海科华生物工程股份有限公司),HBV核酸扩增荧光检测试剂盒(深圳市匹基生物工程有限公司)。
1.3 实验方法
1.3.1 流行病学调查[2]
研究应用统一的调查表形式进行调查,包括基本人口资料、吸烟史、疾病、饮酒史及家族史等。调查人员通过培训对研究者进行调查,调查中调查对象进行积极配合。对每个研究对象在进行调查同时采集血清,于-30℃保存待测。
1.3.2 实验室检查
丙型肝炎病毒抗体诊断,甲胎蛋白定量检测,HBV核酸扩增荧光检测按照试剂盒要求进行检测。ALT定量检测,按照Malik等[3]设定的检测方法。
1.4 统计学分析
统计分析用SPSS13.0软件进行,P<0.05为差异有统计学意义。
2 结果
病例-对照组基线水平HBV-DNA水平比较对照组中186/276 (67.4%)入选者初次随访血清标本中HBV-DNA水平低于检测值,肝癌组为44/170 (25.9%)。采用非条件Logistic回归模型研究方法,在调整年龄,吸烟史,饮酒史,家族史等影响因素后,HBV DNA水平在≥104～<105;≥105～<106;≥106～<107;≥107copies/ml发生肝癌的OR值(95%的可信区间)分别为2.834(1.237～6.492),48.403(14.392～162.789),42.252(14.784～120.750),和14.819 (6.992～31.411)。HBV-DNA水平在104至107区间时,肝癌发生的风险随滴度水平的升高而升高,见表1。
3 讨论
与HCC有关的肿瘤标志物为AFP,为a-I-球蛋白,通常在人胚胎6周后可测到,出生后几周即消失,AFP在生殖细胞肿瘤及妊娠时也升高,免疫法测定HCC的阳性率为70%～90%,小部分胰、胃肝转移患者以及原发肝脏疾病也可为AFP阳性。Malik等[3]报道39%～70%的患者有癌胚抗原(CEA)的升高。Mast等[4]报道在91%已证实的MCC患者检测到一异常的凝血素原,即des-y-羧凝血素原。在慢性活动性肝类及转移癌中可测到低水平的异常凝血素源,而正常者阴性,此试验尚需临床进一步评价。
在HBsAg阴性的患者中,检测血清HBV-DNA几乎很少对确认HBV是引起肝病的原因有帮助。在暴发性乙型肝炎的患者,这种鉴定却尤为重要,因为在这些患者症状出现之前的这段时间内HBsAg可能已被清除。在绝大多数慢性肝病伴有隐蔽性HBV感染的病例中,HBV是低水平的。一小部分病例可能由HBV突变体引起,这种突变体下调HBsAg的生成或产生的HBsAg变异体不能被传统的血清学方法检测到标。ALT水平可能波动于正常到正常的5倍之间,并且一般高于AST水平。非常高的ALT水平。如正常上限的50倍,可能在肝炎恶化期间见到,也可以在恶化期间观察到肝脏合成功能受损的标志,特别是在肝硬化患者中。当白细胞和血小板计数降低提示有脾功能亢进同时低白蛋白血症、高胆红素血症和凝血酶原时间延长反映了肝脏合成功能受损时,可怀疑病情正向肝硬化化发展。
在乙肝流行地区如中国和非洲撤哈拉地区,HBsAg携带率是10%～15%,那里的HCC是第4位最常见的恶性肿瘤,年发病率为每10万人高达113人。与此相反,类似美国那样的地区,乙肝并不流行,HBV携带率不足1%,HCC则排在最常见癌症的第22位,年发病率为每10万人不足3～5人。慢性HBV感染能直接通过激活细胞癌基因或灭活肿瘤抑制物基因。或间接通过慢性肝损伤、炎症和再生来诱导HCC的发生。
直到现在,尚无证据证明HBV-DNA能直接致癌。HBV-DNA转染并没有。显示出诱导培养细胞恶性变。MeMahon报道[5]从HCC患者瘤组织分离出的整合HBV-DNA,发现HBV基因组不同部分有缺失和重复。HBV基因组中发生普遍整合的完整区域还没有得到确认。从HBV感染开始到发展为HCC之间存在的这一漫长的潜伏期也使HBV不可能是一种癌基因病毒。HBV-DNA整合可能激活了细胞cis中的原癌基因或抑制其生长调控基因。通过整合北美土拨鼠肝炎病毒DNA来诱导c-myc的活化已见于发生HCC的北美土拨鼠中。另外,已发规HBV-DNA整合在可潜在地改变肝细胞分化或细胞周期进程的人类细胞基因附近,这些基因编码一种维甲酸受体和周期蛋白。
因此,HBV-DNA整合到宿主染色体诱发HCC可能通过许多不同的途径,但是确切的致癌机制和HBV-DNA整合在HCC发生中的作用仍不清楚。HBV感染的致癌效应也有可能是通过肝损伤介导的。慢性肝损伤激发一系列的事件,其特点是DNA合成增加和细胞修复障碍。Maddrey报道[6]突变可能因细胞因子的释放和暴露于环境致癌物而得到促进。在再生期间,具有生长优势的转化细胞的选择导致克隆扩增和最终肿瘤的形成。这个假说的实验证据来自这样一个发现,即转基因小鼠HBV大S蛋白的过度表达与严重且长期的肝细胞损害有关;肝细胞损害引发一个程序性反应即炎症、再生性增生转录失调非整倍体的形成和最终成瘤。这一系列事件可能在从慢性丙型肝炎到肝硬化和HCC过程中也很重要。同时伴有HCV感染使发展成HCC的危险性增高,其他能够增加摧患HCC的危险性的因素已经被报道,包括酒精烟草和黄曲霉毒素。虽然HBV是DNA病毒,但它具有核苷酸替代突变倾向。变异在HBV基因组中随机发生。但重叠开放阅读框限制了变异的数目和位置。
参考文献
[1] Safioleas M,Lygidakis NJ.Manti C.Hepatitis Btoday[J].Hepatogastroenterology, 2007;54(11):545~548
[2] Arbuthnot P,Kew M.Hepatitis B virus and hepatocellular carcinoma[J].lnt J Exp Pathol,2001;82(10):77-100
[3] Malik AH,Lee WM.Chronic hepatitis B virus infeetion:treatment strategies for the next millennium[J].Ann Intern Med,2000;132(5):723-731
[4] Mast EE,Mahoney FJ,A!ter MJ,et al.Progress toward elimination of hepatitis B virus transmission in the United States[J].Vaccine,1998,16(4):48-51
[5] MeMahon BJ.Epidemiology and natural history of hepatitis B[J].Semin Liver Dis,2005;25(1):3-8
发病风险 篇5
食用盐的食用量的国际标准是每人每天6克。有调查显示,北京地区平均摄入钠盐是12克或更多。钠盐摄入量增高无形中增加了高血压等慢性疾病的发病风险。但很多市民多年来已经形成了固定的味蕾,对咸的敏感度降低,因而无形中导致盐摄入量越来越高。
丁向阳介绍,因为低钠盐比普通碘盐成本高,很多市民在购买时还是倾向于价格便宜的普通碘盐,所以让市场全部销售低钠盐也不现实。“我们将通过市场供应和健康教育两种方式推广低钠盐,一方面要使低钠盐的供应量达到10%,一方面要向市民宣传健康的饮食方式,引导市民主动购买低钠盐。”
Recently,DING Xiang-Yang,Vice Mayor of Beijing,participat-ing in panel discussions revealed that,in order to promote public health,Beijing will vigorously promote the low-sodium salt this year.The market supply of this salt will account for 10%of the salt market.
糖尿病或可增加帕金森病发病风险 篇6
糖尿病与帕金森病之间有关系吗?来自意大利的E.Cereda等人研究了这个问题, 发表在2012年5月8日neurology杂志上。近期文献表明, 糖尿病可增加帕金森病的患病风险。我们调查了糖尿病患者发生原发性帕金森病 (IPD) 的临床特征病例对照研究。研究对象: (2007-2010) 3年间首次来我研究院就诊且确诊为帕金森病, 未兼并心血管系统疾病的新患病例共783例, 从中选出确诊为糖尿病的患者89例及未患糖尿病的患者89例, 根据性别, 体重指数 (±1公斤/平方米) , 帕金森病程 (±1年) 进行 (1:1) 配对研究。主要通过帕金森统一评分表 (UPDRS) 来进行评价。刚入组时, 合并糖尿病的帕金森病患者除他汀类药物的使用情况不同 (18%vs3.4%;p=0.003) , 其他方面如大部分人口, 生活方式等都很类似。比如, 糖尿病患者都伴随有:较高的UPDRS评分 (22.3±9.0vs19.3±7.9;p=0.019) 及较高的日常活动评分 (9.7±5.1vs8.3±4.3;p=0.049) , 更严重的Hoehn&Yahr级别 (p=0.009) , 更大的左旋多巴的使用剂量 (mg/day, 448±265vs300±213;p<0.0001;糖尿病可增加帕金森病的患病风险。这项研究恰恰支持了这个假说:即糖尿病对于帕金森病的发作有一定影响。神经学家应意识到糖尿病对帕金森总体治疗的潜在影响。
发病风险 篇7
有研究发现突发性感音神经性听力损失组患者个人史与家族史中的心血管事件 (包括冠状动脉供血不足、心肌梗死、中风、短暂性脑缺血发作等) 较对照组更普遍。一些研究发现突发性感音神经性听力损失在病理学方面存有微血管损害。因可能存在微血管病变, 故糖尿病也是突发性感音神经性听力损失的一个危险因素;同样由于与微血管病变有相关性, 代谢综合征也可能成为突发性感音神经性听力损失的危险因素[2]。
就目前所知, 在代谢综合征对突发性感音神经性听力损失患病风险影响的研究表明, 代谢综合征会增加突发性感音神经性听力损失的患病风险。在调整了年龄、性别、吸烟情况、糖尿病、高血压、高血脂等因素后发现, 代谢综合征患者患突发性感音神经性听力损失的风险是对照组的数倍。符合代谢综合征特征性诊断标准的条目数越多, 突发性感音神经性听力损失的发病风险越高。代谢综合征使患者暴露于一组危险因素下, 包括内脏型肥胖、高血压病前期、糖尿病前期、早期高血脂等。代谢综合征的严重程度似乎比作为独立因素的糖尿病、高血压、高血脂更能预判突发性感音神经性听力损失的发生。
有报道, 代谢综合征会增加中风和心肌梗死的患病风险;先前有研究表明, 突发性感音神经性听力损失也会增加中风和急性心肌梗死的患病风险。该研究在对人口学特征和心血管疾病危险因素的个体化差异进行调整后, 对突发性感音神经性听力损失患者追踪随访5年, 发现期间发生中风和急性心肌梗死的风险分别增加60%和50%。糖尿病与突发性感音神经性听力损失的发病风险有显著的相关性, 糖尿病患者群体的突发性感音神经性听力损失发病率较非糖尿病人群要高。目前一致认为, 糖尿病、高血压、高血脂、吸烟是全身动脉粥样硬化的危险因素, 现在这些因素也被认为具有引发突发性感音神经性听力损失的潜在危险。代谢综合征增加突发性感音神经性听力损失患病风险的机制目前仍不明确, 血管因素是突发性感音神经性听力损失的患病原因之一, 可以推测, 糖尿病、高血压、高血脂可引发血管病变, 进而导致突发性感音神经性听力损失的发生[3]。
一项研究则表明突发性感音神经性听力损失患者中糖尿病和高血脂的患病率较对照组高, 而高血压的患病率则无差异。对于突发性感音神经性听力损失的预后, 目前尚存争议, 通常的方法是通过对这些因素与听力改善有关的预测因素进行分析来判断预后。但由于治疗策略具有多样性, 康复标准的定义具有多重性, 所以对预后的判断往往并不一致, 甚至是相互矛盾的。本研究使用AAO-HNS《临床实践指南:突发听力损失》 (2012版) 推荐的预后评估标准来判断治疗是否成功。有研究对突发性感音神经性听力损失潜在的预后因素进行了评估, 所有的因素 (包括年龄、性别、从发病到治疗的时间、糖尿病、高血压、高血脂、代谢综合征水平、吸烟情况、临床症状、听力损失类型、听力损失的严重性等) 都被纳入评估范围。对变量进行多因素logistic回归分析后发现, 眩晕和听力损失类型 (全频听力损失型和平坦型听力损失型) 常提示突发性感音神经性听力损失预后不良, 该结论与既往研究发现相似;代谢综合征水平、吸烟情况、从发病到治疗的时间、听力损失的严重程度等因素则对预后无影响。以低频听力损失型做参照, 全频听力损失型预后最差, 平坦听力损失型次之[4]。
代谢综合征与突发性感音神经性听力损失之间的关联性。结果发现代谢综合征患者有较高的突发性感音神经性听力损失发病风险, 符合代谢综合征特征性诊断标准的条目数越多, 突发性感音神经性听力损失的发病风险越高;研究数据显示, 眩晕症状及纯音听力图中的全频听力损失型均为突发性感音神经性听力损失预后不良的因素, 要揭示这些因素的作用机制, 还需要做更加深入的研究。
摘要：突发性感音神经性听力损失是临床较为常见的一种疾病, 目前其发病率有增高的趋势, 研究表明, 很多因素可能与其发病有关。本文探讨代谢综合征与突发性感音神经性听力损失发病风险的关系, 为临床提供探讨。
关键词：突发神经性听力损害,代谢综合征,眩晕
参考文献
[1]中华医学会糖尿病分会代谢综合征研究协作组.中华医学会糖尿病分会关于代谢综合征的建议[J].中华糖尿病杂志, 2004, 12 (3) :156-161.
[2]郑虹, 戴晴晴, 周莲, 等.全聋型突发性聋药物治疗的多中心研究[J].中华耳鼻咽喉头颈外科杂志, 2013, 48 (5) :379-384.
[3]陈金伟.突发性耳聋的相关性因素分析[J].中国当代医药, 2010, 17 (13) :39-40.
发病风险 篇8
1 研究对象与方法
1.1 研究对象
300例肺癌患者为2005~2010年在河北医科大学第四医院胸外科住院并经外科手术和病理学确诊的原发性肺癌患者。300例健康对照为2006年在河北医科大学第四医院体检的健康成年人。以现吸烟或曾吸烟每天5支以上并持续两年或两年以上者定义为吸烟个体。
1.2 基因型鉴定
采集空腹静脉血5 m L, 按常规方法[9]提取外周血白细胞DNA, -20℃保存备用。PCR上游引物为5'-GGATGGGGCT-GACTAGGTAAGC-3', 下游引物为5'-AGCCCCCTTTTCCTCCAAC-3', PCR反应体系按常规。反应条件为:94℃预变性5 min, 然后94℃变性45 s、60.5℃ (VEGF-2578C/A) 退火45 s、72℃延伸45 s, 35个循环后, 72℃继续延伸7 min。反应产物经Bgl II (VEGF-2578C/A) 限制性内切酶于37℃消化过夜后, 进行4%琼脂糖凝胶电泳分析基因型。见附图。
1.3 统计学分析
Hardy-Weinberg平衡和计数资料用χ2检验分析病例组及对照组等位基因及基因型分布的差异;以非条件Logistic回归方法计算表示相对风险度的比值比 (odds ratio, OR) 及其95%可信区间 (confidence interval, CI) 。数据统计用计算机统计分析软件 (SPSS 11.5) 进行处理。采用EH软件分析VEGF-2578C/A基因单倍体型频率, 2LD软件分析连锁不平衡状态。以P<0.05作为差异有显著性的标准。
13、5、7道:VEGF-2578C/C基因型不可被酶切所以为324 bp;4、9道:A/A基因型可被酶切为202 bp和122 bp;1、2、6、8道:C/A基因型可被酶切为324 bp、202 bp和122 bp;M:100 bp DNA标记物。
2 结果
2.1 研究对象基本情况
两组研究对象的性别和年龄构成差异无显著性 (P>0.05) 。肺癌组吸烟个体比例 (58.3%) 明显高于对照组 (44.3%) (P<0.01) , 表明吸烟可显著增加肺癌的发病风险 (经年龄、性别校正后的OR为1.902, 95%CI为1.318~2.746) 。见表1。
2.2 VEGF-2578C/A SNP分布与肺癌发病风险的关系
VEGF-2578 C/A基因型分布在对照组中符合Hardy-Weinberg平衡 (P>0.05) , 具有群体代表性。VEGF-2578C/A SNP的A等位基因频率在肺癌患者组为25.3%, 显著高于对照组的17.8% (χ2=7.618, P=0.006) 。见表1。肺癌组的C/C、C/A、A/A和C/A+A/A基因型频率分别为58.3%、34.7%、7.0%和41.7%;对照组的C/C、C/A、A/A基因型频率分别为69.7%、25.0%和5.3%, 肺癌组与对照组基因型分布相比差异有显著性 (χ2=8.384, P=0.015) ;与C/C基因型相比, 携带A等位基因 (C/A或A/A基因型) 显著增加肺癌的发病风险, 经性别、年龄、吸烟状况较正后的OR=1.644, 95%CI=1.168~2.314。根据个体吸烟状况分层分析发现, 与C/C基因型相比, 携带A等位基因 (C/A或A/A基因型) 显著增加吸烟者肺癌的发病风险, 经性别、年龄校正后的 (OR=2.017, 95%CI=1.218~3.342) 。见表2。
2.3 VEGF基因多态性与肺癌病理类型的关系
根据肺癌病理类型进行分层分析表明, VEGF-2578C/A基因多态可能与腺癌、鳞癌的发病风险相关, 与C/C基因型相比, 携带A等位基因的基因型 (C/A+A/A) 可显著增加鳞癌的发病风险 (经性别、年龄和吸烟状况校正OR为2.172, 95%CI=1.344~3.508) 。见表3。
注:1) C/A和A/A和C/C三种基因型相比较;2) P值经卡方检验;3) 经性别年龄校正
采用2LD软件分析发现VEGF-2578C/A SNPs间不存在连锁不平衡关系。 (D’=0.187686) 。
3 讨论
血管生成是肿瘤生长和转移的必备条件, 与肿瘤的发生、发展和转移有着密切关系。VEGF是目前已知的作用最强的促血管生成因子, 能刺激肿瘤新生血管内皮细胞增殖, 促进微小静脉通透性的增加, 诱导血管形成[10]。VEGF基因具有单核苷酸多态性, 其中一些SNP可能提高VEGF基因的表达, 从而和某些肿瘤的易感性相关。
VEGF-2578 C/A位于5'非转录区, VEGF-2578C/A多态位于VEGF基因启动子区, 与-2 549处的18 bp插入/缺失片段存在完全连锁关系, 即-2 578处为A等位基因时-2 549处插入18 bp片段, -2 578处为C等位基因时-2 549处的18 bp片段缺失。有关此多态位点与疾病发生关联的研究结果报道不一, KAWAI等[11]在对肾细胞癌的研究中发现:VEGF-2578C/A与肾细胞癌的发病风险无明显关系, 但携带C/A和A/A基因型明显降低了肾细胞癌患者淋巴结转移的可能。而HSIAO等[12]报道VEGF-2578C/A的A等位基因的携带者增加患甲状腺癌的危险性。本研究发现, 携带A等位基因 (C/A或A/A基因型) 显著增加肺癌的发病风险, 经性别、年龄、吸烟状况较正后的OR=1.644, 95%CI=1.168~2.314。根据个体吸烟状况分层分析发现, 携带A等位基因 (C/A或A/A基因型) 显著增加吸烟者肺癌的发病风险, 经性别、年龄校正后的OR=2.017, 95%CI=1.218~3.342。本研究结果表明VEGF-2578 A等位基因可能是肺癌的危险因子, 这与KOUKOURAKIS等的研究结果相一致[13]。并且吸烟与携带A等位基因能使肺癌的发病风险增加, 提示二者具有协同作用。
由于肺癌可分为几种不同病理类型, 它们的病因、组织发生、生物学特性等都各不相同, 为了进一步明确VEGF多态性和肺癌各病理类型之间是否相关, 本研究按病理类型进行了分层分析。结果显示VEGF-2578 C/A与鳞癌的发病风险相关;这表明VEGF-2578 C/A与肺癌易感性的关系可能与肺癌的病理类型有关, 但是分层后的病例数相对较少, 有待增加病例数进一步研究证实。
本研究对VEGF-2578 C/A与肺癌易感性的关系进行了初步分析, 但目前的样本量并不足以得出最后结论, 有待于进一步扩大样本量进一步研究。随着对VEGF相关基因多态性的更深入的研究和相关科学的研究, 可进一步阐明其发病机制, 从而对肺癌的早期诊断提供了有利证据。
摘要：目的 血管内皮生长因子 (vascular endothelial growth factor, VEGF) 与肿瘤血管生成、生长和转移密切相关, 该基因的多态位点可能影响基因的表达从而影响肿瘤的发生和发展, 本研究采用病例-对照的方法, 探讨VEGF基因多态性与肺癌发病风险的关系。方法 采用聚合酶链反应-限制性片段长度多态性技术检测300例肺癌患者和300例对照人群VEGF基因-2578C/A多态性位点基因型和等位基因频率分布情况。结果 VEGF-2578C/A位点, C/C、C/A、A/A三个基因型在肺癌组和对照组中的分布频率分别为58.3%、34.7%、7.0%和69.7%、25.0%、5.3%, 两组相比差异有显著性 (χ2=8.384, P=0.015) , 肺癌组中A等位基因型的频率为25.3%显著高于对照组17.8% (P=0.006) , 与C/C基因型相比, 携带A (C/A+A/A) 等位基因型能明显增加肺癌的发病风险 (OR=1.644, 95%CI=1.1682.314) ;以吸烟状况分层分析, 携带A等位基因型能明显增加吸烟人群中肺癌的发病风险 (OR=2.017, 95%CI=1.2183.342) ;以病理类型分层分析发现, C/C、C/A、A/A基因型在鳞癌患者组中的频率为50.5%、40.7%和8.8%, 与对照组相比差异有显著性 (P=0.006) , 携带A等位基因型能明显增加鳞癌的发病风险 (OR=2.172, 95%CI=1.3443.508) 。结论 本研究结果提示VEGF-2578A等位基因型能明显增加肺癌的发病风险, 并且与肺癌的病理类型有关。