Indukowane poronienie i ryzyko raka piersi

Podczas gdy w większości badań odnotowano pozytywne wyniki, Melbye i in. (Wydanie z 9 stycznia) 2 zgłosiło całkowity zerowy związek pomiędzy wywołaną aborcją a rakiem piersi, na podstawie ich rekordowej analizy wszystkich duńskich kobiet urodzonych w latach 1935-1978. Chociaż ich spodziewana, skomputeryzowana baza danych jest ze względu na swój charakter , wolne od ewentualnego uprzedzenia, ich badania są jednak wadliwe metodologicznie.
Ponieważ badanie obejmuje tak szeroki przedział wiekowy, kobiety, które wywołały aborcję, koncentrują się na młodszym końcu całej kohorty, co skutkuje znacznie mniejszym średnim czasem obserwacji niż w przypadku kobiet bez indukowanych aborcji (9,6 vs. 20,7 lat) . Taki statystyczny błąd selekcji może maskować znaczące względne ryzyko, trudność, której można było uniknąć poprzez kohorty narodzin dla subkoholów kobiet z indukowanymi aborcjami i bez indukowanych aborcji.
Zamiast tego Melbye i in. potęgował ten błąd, próbując go skorygować, dostosowując do kohorty urodzeniowej. Ewertz i Duffy3 opisali niedawno wyraźny wpływ kohorty urodzeniowej (w odstępach pięcioletnich) na częstość występowania raka piersi u tych samych duńskich kobiet, co z pewnością nie było wystarczającym wytłumaczeniem (mimo że nie uwzględniało aborcji). Schemat zmiany narażenia na indukowaną aborcję w czasie w populacji duńskiej4 jest uderzająco podobny do tego w skorygowanej pod względem wieku zapadalności na raka piersi3, co sugeruje, że wywołana aborcja może być przynajmniej częściowo odpowiedzialna za zaobserwowany efekt kohortowy. Jednakże, dostosowując ich surowy ogólny stosunek częstości 1,44 dla efektu kohorty urodzeniowej, Melbye i in. obliczył jakikolwiek efekt samego czynnika, który badali, uzyskując wynik zerowy (ryzyko względne = 1,00).
Zaskakujące jest stwierdzenie autorów, że mogli uzyskać niekompletną historię indukowanych aborcji dla niektórych z najstarszych kobiet w kohorcie . Indukowana aborcja była legalna (i zapisana) w Danii z powodów innych niż medyczna konieczność od 1939 r. I została dopiero niedawno zliberalizowana w 1973 r. 4 Ponieważ Melbye i in. wykorzystywała dane dotyczące aborcji dopiero od 1973 r., jest pewne, że ponad 30 000 kobiet w kohorcie badania, które dokonały aborcji, zostało błędnie zaklasyfikowanych jako bez aborcji, 4 kolejne źródło błędu zmierzało w kierunku zaniżenia względnego ryzyka.
Dlatego, wbrew uspokajającemu potwierdzeniu przez Hartge a wyraźnego centralnego stwierdzenia, że nie ma ogólnego ryzyka , w artykule wstępnym towarzyszącym sprawozdaniu Melbye i wsp., Uważamy, że właściwa analiza danych z kohort duńskich potwierdzi istotny, pozytywny ogólny związek między wywołaną aborcją a rakiem piersi.
Joel Brind, Ph.D.
Baruch College-City University w Nowym Jorku, Nowy Jork, Nowy Jork 10010
Vernon M. Chinchilli, Ph.D.
Pennsylvania State University College of Medicine, Hershey, PA 17033
5 Referencje1. Brind J, Chinchilli VM, Severs WB, Summy-Long J. Indukowane poronienie jako niezależny czynnik ryzyka dla raka piersi: kompleksowy przegląd i metaanaliza. J Epidemiol Community Health 1996; 50: 481-496
Crossref Web of Science MedlineGoogle Scholar
2 Melbye M, Wohlfahrt J, Olsen JH, i in. Indukowane aborcje i ryzyko raka piersi. N Engl J Med 1997; 336: 81-85
Full Text Web of Science MedlineGoogle Scholar
3. Ewertz M, Duffy SW. Występowanie raka piersi u kobiet w związku z występowaniem czynników ryzyka w Danii. Int J Cancer 1994; 56: 783-787
Crossref Web of Science MedlineGoogle Scholar
4. Osler M, David HP, Morgall J, Rasmussen NK. Dostarczanie usług planowania rodziny: duńskie doświadczenie. Dan Med Bull 1990; 37: 95-105
Web of Science MedlineGoogle Scholar
5. Hartge P. Aborcja, rak piersi i epidemiologia. N Engl J Med 1997; 336: 127-128
Full Text Web of Science MedlineGoogle Scholar
Nie rozumiemy, dlaczego Melbye i in. nie zawierały w części wyników ich streszczenia najciekawszego i ważnego wyniku: u kobiet, które wywołały aborcję po 18 tygodniach ciąży, względne ryzyko raka piersi wyniosło 1,89 (95% przedział ufności, 1,11 do 3,22).
Autorzy zgłaszają ten wynik w Tabeli iw jednym wierszu w sekcji Wyniki w tekście i omawiają ją w jednym akapicie w sekcji Dyskusja. W tej części mówią: Fakt, że taki wzrost nie wpłynął na ogólny wynik wyraźnie wskazuje, że jest on oparty na niewielkich liczbach i dlatego wymaga ostrożnej interpretacji . Chociaż prawdą jest, że liczba kobiet, które dokonały aborcji po 18 tygodniach Ciąża jest mniejsza niż liczba w pozostałych kategoriach wieku ciążowego, 14 000 pacjento-lat to zaledwie niewielka liczba, nawet jeśli znaleziono tylko 14 raków piersi, a 95-procentowe przedziały ufności mówią same za siebie.
Czy nie należy podkreślać, że kobiety, które dokonały aborcji po 18. tygodniu ciąży, prawdopodobnie mają zwiększone ryzyko raka piersi. Dane te mogą również wyjaśniać różne wyniki w poprzednich raportach, zwłaszcza tych, które nie podają szczegółowych informacji na temat tygodnia ciąży w momencie aborcji.
Richard E. Senghas, MD
Michael F. Dolan, MD
558 South Ave., Weston, MA 02193
Odpowiedź
Autorzy odpowiadają:
Do redakcji: Brind i Chinchilli opisują przyszły projekt zastosowany w naszym badaniu jako wolny od uprzedzeń, ale postulują, że analiza jest wadliwa metodologicznie. Uważamy, że ich argumenty są sprzeczne i opierają się na podstawowych błędnych przekonaniach dotyczących projektu kohortowego.
Twierdzą oni, że wprowadzono błąd selekcji, ponieważ średni czas obserwacji dla kobiet z indukowanymi aborcjami jest krótszy niż dla kobiet bez indukowanych aborcji. Taki sprzeciw może wynikać jedynie z braku wglądu w projekt i analizę badania kohortowego. Dla każdej kobiety wchodzącej do kohorty, obliczyliśmy czas obserwacji (osoby-lata) i przydzielono ten czas obserwacji zgodnie z historią aborcji. Obliczanie współczynników raka piersi (przypadki na osobę-lata) uwzględnia zatem różnice w czasie obserwacji dla kobiet z aborcjami i kobiet bez aborcji. Jest to podstawowa cecha projektu kohortowego.1,2
Brind i Chinchilli zalecają kojarzenie narodzin z kohortą. W naszym badaniu uwzględniamy różnice między kohortami, choć wydajniej niż w przypadku proponowanej metody, poprzez równoczesne dostosowanie do wieku i okresu kalendarzowego.1,2 Uważamy, że jest to wewnętrznie sprzeczne, że później spierają się o narodziny kohorty różnice pod uwagę Ich własne obliczenie surowego względnego ryzyka 1,44 (o którym nie wspominamy w naszym raporcie) jest obok bez znaczenia, biorąc pod uwagę silny zakłócający wpływ wieku. Po dostosowaniu dla wieku, względne ryzyko jest zmniejszone do 0,99 (95-procentowy przedział ufności, 0,93 do 1,04), co pokazuje, że istnieje bardzo mały wpływ innych potencjalnie zakłócających zmiennych (w tym kohorty urodzeniowej). Zaskoczeniem
[podobne: dekstrometorfan, busulfan, noni ]
[więcej w: ginsenozydy, glista ludzka w kale, glistnik jaskółcze ziele wyciąg na kurzajki ]