Consumul de soia și riscul de cancer de sân: un studiu prospectiv pe 300.000 de femei chineze și o metaanaliză doză-răspuns

Eur J Epidemiol. 2020; 35(6): 567–578.  doi:  10.1007/s10654-019-00585-4 PMCID: PMC7320952PMID: 31754945

Yuxia Wei , iunie Lv , 1, 8, 9 Yu Guo , Zheng Bian , Meng Gao ,Huaidong Du , 3, 4 Ling Yang , 3, 4 Yiping Chen , 

3, 4 Xi Zhang , Tao Wang , Junshi Chen , Zhengming Chen , Canqing Yu , Dezheng Huo , Liming Li ,

 

1 și China Kadoorie Biobank Collaborative Group

 Informații despre autor Note despre articol Informații privind drepturile de autor și licență Declinare a răspunderii

Materiale suplimentare

Abstract

Dovezile epidemiologice privind asocierea consumului de soia cu riscul de cancer de sân sunt încă inconsecvente din cauza nivelurilor diferite de aport de soia din studiile anterioare și a numărului mic de cazuri de cancer de sân. Ne-am propus să investigăm această problemă analizând datele din studiul China Kadoorie Biobank (CKB) și efectuând o metaanaliză doză-răspuns pentru a integra dovezile existente. Studiul CKB a inclus peste 300.000 de femei cu vârsta cuprinsă între 30 și 79 de ani din 10 regiuni din China, înrolate între 2004 și 2008, și au urmărit evenimentele de cancer de sân până la 31 decembrie 2016. Informațiile despre consumul de soia au fost colectate de la momentul inițial, două sondaje și douăsprezece 24-24. h reamintiri dietetice. De asemenea, am căutat studii de cohortă prospective relevante pentru a face o metaanaliză doză-răspuns. Aportul mediu (SD) de soia a fost de 9,4 (5,4) mg/zi izoflavone de soia în rândul femeilor CKB. Pe parcursul a 10 ani de urmărire, 2289 de femei au dezvoltat cancer de sân. Riscul relativ ajustat multivariabil a fost de 1,00 (interval de încredere 95% [IC] 0,81–1,22) pentru al patrulea (19,1 mg/zi) față de primul (4,5 mg/zi) cuartil de aport de izoflavone de soia. Meta-analiză a studiilor prospective a constatat că fiecare creștere de 10 mg/zi a aportului de izoflavone de soia a fost asociată cu un risc redus de cancer de sân cu 3% (95% CI 1-5%). Studiul CKB a demonstrat că consumul moderat de soia nu a fost asociat cu riscul de cancer de sân în rândul femeilor chineze. O cantitate mai mare de aport de soia ar putea oferi beneficii rezonabile pentru prevenirea cancerului de sân. Meta-analiză a studiilor prospective a constatat că fiecare creștere de 10 mg/zi a aportului de izoflavone de soia a fost asociată cu un risc redus de cancer de sân cu 3% (95% CI 1-5%). 

Material electronic suplimentar

Versiunea online a acestui articol (10.1007/s10654-019-00585-4) conține materiale suplimentare, care sunt disponibile utilizatorilor autorizați.

Cuvinte cheie: aport de soia, cancer de sân, studiu de cohortă prospectiv, metaanaliză doză-răspuns

Mergi la:

Introducere

Cancerul de sân este cel mai frecvent cancer și una dintre principalele cauze de deces prin cancer în rândul femeilor din întreaga lume [ 1 ]. Rata sa de incidență variază în funcție de regiuni, ceea ce este mult mai mare în țările occidentale decât în ​​țările asiatice [ 1 – 5 ]. S-a postulat că această variație regională este atribuită diferențelor dintre stilul de viață și factorii dietetici. Una dintre aceste componente dietetice este alimentele din soia, care sunt o bază de bază în dieta asiatică, dar rare în dieta populațiilor occidentale. Alimentele din soia sunt surse majore de izoflavone dietetice, care au similarități structurale cu 17-β-estradiol și pot servi ca antagoniști funcționali de estrogen pentru a proteja împotriva cancerului de sân [ 6 , 7 ]]. De asemenea, izoflavonele din soia pot exercita efect prin căi independente de estrogen [ 6 ].

Dovezile epidemiologice privind relația dintre alimentele din soia și cancerul de sân sunt încă limitate și neconcludente [ 8 ], în ciuda mecanismelor potențiale din experimente [ 6 , 7 ]. Mai multe meta-analize au concluzionat că o cantitate mai mare de aport de soia a fost asociată cu un risc mai scăzut de cancer de sân incident în rândul femeilor asiatice, dar nu și în rândul omologilor lor occidentali [ 9-12 ] Cu toate acestea, eterogenitatea dintre studii a fost evidentă [ 9 – 12 ] și majoritatea studiilor originale incluse în aceste meta-analize au fost studii caz-control [ 10 – 12]. În schimb, o meta-analiză recentă care a implicat doar studii de cohortă, care sunt mai puțin supuse prejudecăților de selecție și reamintire, nu a găsit nicio asociere între aportul de izoflavone și cancerul de sân, dar a arătat că un consum mai mare de alimente pe bază de soia a fost slab asociat cu o risc mai mic de cancer de sân în comparație cu un consum redus de alimente din soia (HR: 0,87, 95% CI 0,76–1,00) [ 13 ]. Definiția aportului alimentar „ridicat” din soia variază între studiile din meta-analizele anterioare, ceea ce face dificilă interpretarea estimărilor de risc cumulate. Este de dorit o metaanaliză luând în considerare cantitatea de alimente din soia sau doza de izoflavone.

Mai multe studii de cohortă sau studii caz-control imbricate legate de soia și cancerul de sân incident au dat rezultate inconsecvente. Studiile efectuate în țările occidentale în care nivelurile alimentare de soia au fost scăzute [ 14 – 24 ] sau moderate [ 25 , 26 ] nu au găsit nicio asociere clară. Dovezile din studiile din Asia, unde nivelurile alimentare de soia au fost moderate până la ridicate, au fost, de asemenea, inconsecvente. Unele studii nu au găsit nicio asociere semnificativă statistic [ 27 , 28 ], în timp ce altele au raportat un risc redus de cancer de sân pentru femeile din grupurile cu cel mai mare consum de soia [ 29-32 ]]. Deoarece majoritatea studiilor anterioare de cohortă din Asia au un număr limitat de cazuri de cancer de sân, puterea statistică insuficientă, precum și valorile limită diferite pentru categoriile de consum de soia pot explica această inconsecvență. Din cunoștințele noastre, un singur studiu de cohortă, și anume Shanghai Women’s Health Study (SWHS), care a înrolat participanți dintr-un oraș foarte dezvoltat, a fost efectuat anterior în China [ 32 ]. Încă lipsesc mai multe dovezi de la adulții chinezi generali cu medii economice diverse.

Folosind datele de la China Kadoorie Biobank (CKB), un studiu de cohortă prospectiv la scară largă care a implicat peste 300.000 de femei din 10 regiuni diverse din punct de vedere geografic și economic din China, am evaluat relația dintre consumul de soia și riscul de cancer de sân incident. De asemenea, au fost efectuate analize de subgrup pentru a evalua dacă estimările riscului au variat în funcție de caracteristicile de bază, cum ar fi starea de menopauză. Nivelurile de consum de soia ale participanților și valorile limită ale categoriilor de soia au variat în studiile anterioare. Pentru a oferi o imagine mai clară asupra relației cu cancerul de sân de soia, am făcut și o meta-analiză doză-răspuns pentru a integra rezultatele studiilor prospective de cohortă.

Mergi la:

Metode

Populația de studiu

Studiul CKB a recrutat participanți din 5 zone urbane și 5 zone rurale din China. Designul și metodele studiului au fost descrise în detaliu în altă parte [ 33 ]. Pe scurt, între iunie 2004 și iulie 2008, studiul a înrolat 512.715 adulți (302.510 femei) cu vârsta cuprinsă între 30 și 79 de ani care au completat colectarea datelor de referință, inclusiv un chestionar și măsurători fizice după semnarea unui formular scris de consimțământ informat. Printre femeile recrutate la momentul inițial, am exclus persoanele cu diagnostice anterior de cancer ( n  = 1610), cu valori lipsă pentru variabilele cheie ( n = 47 pentru caracteristicile reproductive, n = 1 pentru indicele de masă corporală [IMC]), lăsând 300.852 de femei participante în analizele principale. Aprobarea studiului a fost obținută de la comitetele de etică sau de la consiliile de evaluare instituționale de la Universitatea din Oxford, Centrul Chinez pentru Controlul și Prevenirea Bolilor, Academia Chineză de Științe Medicale și toate centrele participante.

Evaluarea consumului de soia

În chestionarul de bază, un item a întrebat participanții despre frecvența generală a alimentelor din soia (de exemplu, boabe de soia, tofu proaspăt, tofu prăjit, tofu presat, piele sau peliculă de lapte de soia, fulgi de soia, lapte de soia și așa mai departe) în ultimele 12 luni: niciodată/ rar, lunar, 1-3 zile pe săptămână, 4-6 zile pe săptămână sau zilnic. După ce participanții au completat sondajul de bază, au fost efectuate două sondaje în 2008 și, respectiv, 2013, fiecare implicând aproximativ 5% dintre participanții selectați aleatoriu din fiecare dintre cele 10 regiuni de studiu. Primul chestionar de anchetă a pus exact aceeași întrebare despre consumul de soia ca și cea de referință, în timp ce întrebarea a fost împărțită în 2 itemi în al doilea sondaj. Un articol a întrebat despre frecvența și cantitatea consumului de lapte de soia, iar celălalt despre alimentele din soia, altele decât laptele de soia. Pentru a evalua reproductibilitatea și validitatea chestionarelor de frecvență a alimentelor (FFQ-uri) utilizate în momentul inițial și în sondaje, a fost efectuat un studiu alimentar intensiv pe 432 de participanți CKB (254 de femei) între 2015 și 2016. Acești participanți au completat două FFQ (interval median: 3,3 luni) și douăsprezece retrageri alimentare de 24 de ore (24-HDR). 24-HDR au acoperit toate tipurile de alimente din soia din China și au fost efectuate în trei sezoane separat, cu 3 zile lucrătoare și o zi de weekend în fiecare sezon. Pentru femeile participante, statistica Kappa ponderată a fost de 0,66 pentru reproductibilitatea frecvenței inițiale a alimentelor din soia și de 0,77 pentru reproductibilitatea cantității de consum de soia (excluzând laptele de soia) în 2 Acești participanți au finalizat două FFQ-uri (interval median: 3,3 luni) și douăsprezece reamintiri dietetice de 24 de ore (24-HDR). 24-HDR au acoperit toate tipurile de alimente din soia din China și au fost efectuate în trei sezoane separat, cu 3 zile lucrătoare și o zi de weekend în fiecare sezon. Pentru femeile participante, statistica Kappa ponderată a fost de 0,66 pentru reproductibilitatea frecvenței inițiale a alimentelor din soia și de 0,77 pentru reproductibilitatea cantității de consum de soia (excluzând laptele de soia) în 2 Acești participanți au finalizat două FFQ-uri (interval median: 3,3 luni) și douăsprezece reamintiri dietetice de 24 de ore (24-HDR). 24-HDR au acoperit toate tipurile de alimente din soia din China și au fost efectuate în trei sezoane separat, cu 3 zile lucrătoare și o zi de weekend în fiecare sezon. Pentru femeile participante, statistica Kappa ponderată a fost de 0,66 pentru reproductibilitatea frecvenței inițiale a alimentelor din soia și de 0,77 pentru reproductibilitatea cantității de consum de soia (excluzând laptele de soia) în 2a doua anchetă. Folosind 24-HDR ca standard de aur, statistica Kappa ponderată a fost de 0,67 pentru validitatea frecvenței de referință a alimentelor și de 0,74 pentru validitatea cantității de consum de soia (excluzând laptele de soia) în al doilea sondaj.

Am combinat frecvența aportului de la momentul inițial și din primul sondaj și cantitatea de aport din cel de-al doilea sondaj pentru a estima cantitatea obișnuită de aport de soia pentru fiecare femeie. Apoi, am convertit cantitatea obișnuită de aport de soia în cantitate de izoflavonă de soia, ținând cont de proporțiile pe care diferitele tipuri de alimente din soia contribuie la cantitatea totală de alimente din soia în rândul femeilor în 24-HDR și de conținutul de izoflavone de soia din diferite alimente din soia ( Apendice).

Evaluarea covariatelor

Informații despre caracteristicile socio-demografice (vârsta, educația și venitul gospodăriei), factorii stilului de viață (consumul de alcool, activitatea fizică și obiceiurile alimentare), caracteristicile reproductive (adică vârsta la menarha, paritatea, durata alăptării, starea menopauzei, vârsta menopauzei și utilizarea contraceptivelor orale) și antecedentele familiale de cancer au fost obținute din chestionarul de bază. Aportul zilnic de energie a fost calculat luând în considerare cele 12 grupe de alimente disponibile în studiul de față. Un participant a fost considerat ca având antecedente familiale de cancer dacă cel puțin unul dintre părinții sau frații lor a fost diagnosticat cu cancer. La momentul inițial, greutatea corporală și înălțimea au fost măsurate de către personal instruit folosind instrumente calibrate și IMC a fost calculat prin greutate (kg)/înălțime pătrat (m2 ) .

Identificarea cazurilor de cancer mamar

Participanții au fost urmăriți de la data completării chestionarului de bază până la data diagnosticului de cancer de sân, deces, pierdere de urmărire sau 31 decembrie 2016, oricare dintre acestea a apărut primul. Până la 31 decembrie 2016, aproximativ 1% participanți au fost cenzurați din cauza pierderii urmăririi. Cazurile incidente de cancer de sân au fost identificate periodic prin legătura cu registrele locale de boli și decese [ 34] și sistemul național de asigurări de sănătate sau constatate prin urmărire activă. Toate bolile au fost codificate în conformitate cu Clasificarea Internațională a Bolilor, a 10-a revizuire (ICD-10), de către personalul instruit, orb la informațiile de bază ale participanților. Cancerul de sân a fost codificat ca C50. Proporția cazurilor doar cu certificate de deces a fost de 4,1% pentru cancerul de sân, indicând gradul de completitate ridicat al înregistrării cancerului în studiul de față.

analize statistice

Caracteristicile inițiale ale participanților au fost prezentate ca medii (abateri standard, SD) sau procente în 4 categorii de consum inițial de soia, standardizate pentru vârstă și regiunea de studiu, dacă este cazul, prin regresii logistice pentru variabile categorice sau regresii liniare multiple pentru variabile continue.

Rapoartele de risc (HR) și intervalele de încredere de 95% (IC 95%) au fost calculate pentru riscul de cancer de sân atât prin frecvența de soia, cât și cu quartilele cantității obișnuite, folosind modelele de regresie a hazardului proporțional Cox. Variabilele categorice ale aportului de soia au fost tratate ca variabile continue pentru a evalua tendința liniară. În modelele Cox, vârsta a fost utilizată ca scară de timp subiacentă și caracteristicile de bază ca covariabile. Fiecare model Cox a fost stratificat în funcție de grupele de vârstă inițiale (în intervale de 5 ani) și de regiunea de studiu. Factorii potențiali de confuzie ajustați pentru modelele multivariabile au fost: nivelul de educație, venitul gospodăriei, statutul de fumat, consumul de alcool, activitatea fizică, IMC inițial, înălțimea în picioare, vârsta la menarha, paritatea, durata medie de alăptare, starea de menopauză și vârsta la menopauză, consum de contraceptive orale, antecedente familiale de cancer, aportul total de energie și frecvența consumului de fructe proaspete, legume proaspete, legume conservate, carne roșie, carne de pasăre, pește și produse lactate la momentul inițial. Informațiile despre terapia de substituție hormonală nu au fost colectate la momentul inițial și, prin urmare, nu au fost ajustate în modele. Cu toate acestea, am crezut că nu va influența estimările riscului, deoarece < 1% dintre femei au folosit vreodată tratament de substituție hormonală, conform datelor din al doilea sondaj. Metoda reziduurilor Schoenfeld nu a găsit nicio încălcare a ipotezei riscurilor proporționale pentru consumul de soia în modelul complet ajustat. Cu toate acestea, am crezut că nu va influența estimările riscului, deoarece < 1% dintre femei au folosit vreodată tratament de substituție hormonală, conform datelor din al doilea sondaj. Metoda reziduurilor Schoenfeld nu a găsit nicio încălcare a ipotezei riscurilor proporționale pentru consumul de soia în modelul complet ajustat. Cu toate acestea, am crezut că nu va influența estimările riscului, deoarece < 1% dintre femei au folosit vreodată tratament de substituție hormonală, conform datelor din al doilea sondaj. Metoda reziduurilor Schoenfeld nu a găsit nicio încălcare a ipotezei riscurilor proporționale pentru consumul de soia în modelul complet ajustat.

O analiză stratificată a fost efectuată separat în rândul femeilor în premenopauză și postmenopauză pentru a evalua orice efect modificator al menopauzei asupra asocierii consumului de soia și cancerului de sân. În plus, analizele stratificate au fost efectuate în funcție de alte caracteristici inițiale, cum ar fi IMC. Interacțiunile multiplicative au fost testate utilizând teste cu raportul de probabilitate comparând modele cu și fără termenii de produse încrucișate între variabilele de stratificare și categoriile de consum de alimente din soia.

Mai multe analize de sensibilitate au fost efectuate separat: (1) prin excluderea femeilor care au dezvoltat cancer de sân în primii 2 ani de urmărire; sau (2) prin excluderea celor cu antecedente familiale de cancer.

Revizuire sistematică și meta-analiză doză-răspuns

Am căutat în bibliotecile PubMed, Embase și Cochrane de la data înființării până în martie 2019 pentru studii prospective care examinează asocierea dintre consumul de soia și cancerul de sân. Studiile care utilizează concentrații de izoflavone sau metaboliți ai acestora în probe biologice nu au fost incluse din cauza dificultății de a transforma concentrația biologică în cantitatea de aport de izoflavone din soia. Cu toate acestea, am crezut că acest lucru nu a avut un impact mare asupra rezultatului, deoarece studiile care utilizează concentrații biologice ca evaluare a expunerii au fost efectuate în principal în rândul populațiilor cu un nivel destul de scăzut de aport de soia [ 14 , 16 , 19 ]]. Am exclus studiile dacă cantitatea de aport de soia nu a fost disponibilă și nu a putut fi estimată folosind date relevante. Am exclus, de asemenea, recenzii, studii non-umane, publicații cu rezumate sau editoriale. Dacă același studiu de cohortă a publicat mai mult de un articol original despre consumul de soia și cancerul de sân, s-a păstrat lucrarea care raportează cea mai mare dimensiune a eșantionului, cel mai lung timp de urmărire sau cea mai mare variație a nivelurilor de consum de soia. În plus, studiile în care nivelurile de aport de soia ale participanților au fost foarte scăzute (adică aportul mediu sau median < 5 mg/zi de izoflavonă de soia pentru grupul cu cel mai mare consum) nu au fost incluse în sinteza cantitativă (metaanaliză doză-răspuns), deoarece ponderile aduse de aceste studii au fost neglijabile. Strategie detaliată de căutare a literaturii, metode de extragere a datelor,

În meta-analiza doză-răspuns, HR-urile au fost considerate ca mărimi ale efectului, iar aportul mediu sau mediu de izoflavone de soia pentru fiecare categorie de consum a fost considerat ca doza de consum din categoria corespunzătoare. Pentru a testa relația potențială neliniară dintre aportul de izoflavone de soia și cancerul de sân incident, a fost realizată o meta-analiză neliniară doză-răspuns prin codificarea aportului de izoflavone de soia ca funcție de spline cubică restricționată (RCS). Dacă nu a existat nicio dovadă de asociere neliniară, am estimat mai întâi log HR specifice studiului și 95% CI pentru fiecare creștere de 10 mg/zi a aportului de izoflavone de soia folosind metoda introdusă de Greenland și Longnecker [ 35 ]. Apoi am combinat log HR specifice studiului pentru a obține o dimensiune rezumată a efectului folosind un model cu efect fix. Eterogenitatea dintre studii a fost evaluată de I2 și testul Egger a fost utilizat pentru a detecta părtinirea publicării.

Au fost efectuate mai multe analize de sensibilitate pentru a evalua robustețea meta-analizei doză-răspuns: (1) renunțarea la unul dintre studiile incluse în meta-analiză principală doză-răspuns de fiecare dată; (2) renunțarea la studii care grupează participanții în funcție de frecvența de soia, mai degrabă decât de cantitatea de soia consumată; (3) includerea numai a acelor studii care au evaluat aportul de soia într-un mod mai precis (adică evaluând atât frecvența, cât și cantitatea consumului de soia folosind FFQ-uri validate la momentul inițial); sau (4) includerea tuturor studiilor în revizuirea sintetică, adică includerea suplimentară a studiilor cu un nivel extrem de scăzut de aport de izoflavone din soia.

Toate analizele statistice au fost efectuate cu Stata (versiunea 15). Toate valorile P au fost cu două fețe și semnificația statistică a fost definită ca P  < 0,05.

Mergi la:

Rezultat

Tipare de consum de soia

Din cele 300.852 de femei participante, 44,5% locuiau în zone urbane, iar vârsta medie (SD) la momentul inițial a fost de 50,9 (10,5) ani (Tabel 1). La momentul inițial, 12,0% au raportat că nu consumau niciodată/rareori alimente din soia (neconsumatori) și 9,3% au raportat un consum regulat (adică ≥4 zile/săptămână). Valoarea medie estimată (SD) a aportului obișnuit de izoflavone de soia a fost de 9,4 (5,2) mg/zi, corespunzând la 7,5 (4,2) g/zi de echivalenți din boabe de soia. Coeficientul spearman dintre grupul de frecvență inițială și cantitatea obișnuită de quartila aportului de soia a fost de 0,76. Femeile care consumau mai des soia au avut mai multe șanse să trăiască în zonele urbane, să aibă un nivel mai înalt de educație și un venit mai mare al gospodăriei. Erau, de asemenea, mai probabil să fie mai înalți, să aibă antecedente familiale de cancer, să fie consumatori regulați de fructe proaspete, carne roșie, pește și produse lactate și să aibă un aport total de energie mai mare. Nu au existat variații evidente în ceea ce privește vârsta, IMC, nivelul de activitate fizică și caracteristicile reproductive între categoriile de consum de soia. Puține dintre femei au fost vreodată fumătoare sau consumatori săptămânal de alcool.

tabelul 1

Caracteristicile inițiale ale participanților în funcție de frecvența inițială a consumului de soia a

Niciodată sau rar (n = 36.009)Lunar (n = 90.639)1–3 zile/săptămână (n = 146.289)≥ 4 zile/săptămână (n = 27.915)Per total (n = 300.852)
Vârsta în ani, medie (SD)51,7 (10,6)51,1 (10,5)50,6 (10,4)51,2 (10,5)50,9 (10,5)
urban (%)26.532.655.150.444,5
Educație > 6 ani (%)36.639,845,852,743.3
Venitul gospodăriei > 20.000 de yuani/an (%)31.237.242.347,940,7
Nu fumați niciodată (%)94.294,795,395,294,9
Consumul săptămânal de alcool (%)2.02.02.12.52.1
Adult atins inaltimea in cm, medie (SD)153,6 (6,1)153,9 (6,0)154,3 (5,9)154,8 (5,8)154,1 (6,0)
IMC în kg/m2 , medie (SD)23,7 (3,6)23,7 (3,4)23,9 (3,4)23,9 (3,5)23,8 (3,5)
Activitatea fizică în MET-oră/zi, medie (SD)20,3 (12,0)20,4 (12,5)20,5 (12,9)20,5 (13,4)20,5 (12,8)
Vârsta la menarha în ani, medie (SD)15,6 (2,1)15,5 (2,0)15,4 (1,9)15,3 (1,9)15,4 (2,0)
Paritate, medie (SD)2,3 (1,5)2,3 (1,5)2,2 (1,3)2,1 (1,2)2,2 (1,4)
Luni de alăptare per copil, medie (SD)14,5 (9,0)14,6 (8,1)14,4 (7,0)14,1 (6,8)14,5 (7,8)
Postmenopauză la momentul inițial (%)52.652.552.252.352.4
Utilizarea vreodată de contraceptive orale (%)9.19.610.19.59.8
Istoric familial de cancer (%)16.316.516.617.716.6
Consumul regulat de alimente b
 Fructe proaspete23.725.634.544,931.7
 Legume proaspete97,797,899,099,298,3
 Legume conservate24.921.822.625.422.8
 carne rosie36.640.145,951.644.1
 Păsări de curte0,70,70,92.41.0
 Peşte6.27.98.512.98.5
 Lactat8.59.213.319.712.5
Aportul total de energie în kcal/zi, mediană1078,61139,31256,61280,11231,8

Deschide într-o fereastră separată

a Valorile pentru toate variabilele cu excepția vârstei, aportului de energie urban și total au fost standardizate pentru vârstă și regiune

b Participanții care consumau alimente cel puțin 4 zile pe săptămână au fost considerați consumatori obișnuiți

Asocierea consumului de soia cu cancerul de sân incident

Pe parcursul unei perioade medii de urmărire de 10 ani, 2289 de femei au dezvoltat cancer de sân incident. Dintre cele 2289 de cazuri de cancer de sân, 1120 au fost identificate în rândul femeilor aflate în premenopauză și 1169 în rândul femeilor aflate în postmenopauză la momentul inițial. Vârsta medie (SD) la diagnosticarea cancerului de sân a fost de 56,6 (9,8) ani. Masa 2arată riscul de apariție a cancerului de sân incident în raport cu frecvența și cantitatea obișnuită a aportului de izoflavone de soia. În general, nu a existat nicio dovadă a vreunei asocieri între consumul de soia și riscul de cancer de sân. În comparație cu consumatorii niciodată/rari, rapoartele de risc ajustate pe mai multe variabile au fost 1,03 (IC 95% 0,87-1,22) pentru femeile care consumă alimente din soia 1-3 zile pe săptămână și 0,98 (IC 95% 0,80-1,22) pentru consumatorii obișnuiți. Testele de tendință nu au fost semnificative statistic. De asemenea, estimările de risc au fost similare în quartilele de aport de izoflavone de soia în populația totală.

masa 2

Asocierea consumului de soia și riscul de cancer de sân incident: modele Cox multivariabile

Nr de cazuriPersoană-aniRata de incidență (la 100.000 persoane-ani) bRata de risc ajustată (intervale de încredere de 95%)
Modelul 1Modelul 2Modelul 3
Frecvența de referință la soia
Niciodată sau rar (mediană 3,2 mg/zi)194359.45966,01.001.001.00
Lunar (median 4,5 mg/zi)546904.88975.21,11 (0,94–1,31)1,10 (0,93–1,31)1,08 (0,91–1,28)
1-3 zile/saptamana (mediana 14,4 mg/zi)12911.471.81377,71,09 (0,92–1,28)1,07 (0,91–1,27)1,03 (0,87–1,22)
≥ 4 zile/saptamana (mediana 19,1 mg/zi)258279.39078,71,05 (0,86–1,29)1,03 (0,84–1,26)0,98 (0,80–1,20)
P pentru tendința a0,8170,9980,537
Quartile aportului obișnuit de izoflavone de soia
Q1 (mediana 4,5 mg/zi)495993.84167.11.001.001.00
Q2 (mediana 7,2 mg/zi)311517.01670,90,99 (0,84–1,17)0,99 (0,83–1,17)0,96 (0,81–1,13)
Q3 (mediana 14,4 mg/zi)1.3091.344.26980,91,11 (0,97–1,28)1,10 (0,96–1,26)1,06 (0,92–1,22)
Q4 (mediana 19,1 mg/zi)174160.42580,91,05 (0,86–1,28)1,03 (0,84–1,26)1,00 (0,81–1,22)
P pentru tendința a0,2880,3790,682

Deschide într-o fereastră separată

Model 1: Stratificat pe grupuri de vârstă de referință și regiuni de studiu și ajustat pentru nivelul de educație (fără școală formală, școală primară, școală gimnazială sau liceu sau mai mult) și venitul gospodăriei (< 10000, 10000–19999 sau ≥ 20000 yuani/an )

Model 2: Ajustat pentru variabilele din modelul 1 plus statutul de fumat (niciodată sau niciodată), consumul de alcool (consumator săptămânal de alcool sau consumator nesăptămânal), activitate fizică (0–10,9, 11,0–17,9, 18,0–29,4 sau ≥ 29,5 MET) -oră/zi), IMC inițial (< 24,0, 24,0–27,9 sau ≥ 28,0 kg/m 2 conform definiției supraponderale/obezității a populației chineze) și înălțimea în picioare (continuu)

Model 3: ajustat pentru variabilele din modelul 2 plus vârsta la menarhă (< 10, 11, 12, 13, 14, 15, 16, 17, 18 sau ≥ 19 ani), paritate (0, 1, 2 sau ≥ 3), durata medie de alăptare (0, 0,1–1, 1–2 sau > 2 ani), starea menopauzei și vârsta la menopauză (premenopauză, vârsta menopauzei < 45 ani, vârsta menopauzei 45–49 ani, menopauză vârsta ≥ 50 de ani), utilizarea de contraceptive orale (vreodata sau niciodată), antecedente familiale de cancer (da sau nu), frecvența consumului de fructe proaspete, legume proaspete, legume conservate, carne roșie, carne de pasăre, pește și produse lactate la momentul inițial (niciodată/rar, lunar, 1–3 zile/săptămână, 4–6 zile/săptămână sau zilnic) și aportul total de energie

a Testele pentru tendință au fost efectuate prin codificarea grupurilor ca 1, 2, 3 și, respectiv, 4

b Valorile au fost ajustate pentru regiunea de studiu și vârsta la data studiului

Starea de menopauză inițială nu pare să modifice rezultatele (Tabel 3P  = 0,856 pentru interacțiunea frecvență-starea de menopauză și P  = 0,972 pentru interacțiunea cuartil-starea de menopauză). În analiza subgrupurilor în funcție de IMC, aportul mai mare de soia părea a fi invers asociat cu riscul de cancer de sân la femeile cu IMC < 24 kg/m 2 , cu un HR (95% CI) de 0,76 (0,60–0,96) pentru cel mai mare. grupul de consum de frecvență de soia și un HR (95% CI) de 0,75 (0,54–1,04) pentru cea mai mare cuartilă a consumului de soia (Anexa Tabel 2). Dar nu a fost detectată nicio interacțiune semnificativă statistic între aportul de soia și IMC (Tabelul 2 din apendicele: P  = 0,131 pentru interacțiunea frecvență-IMC și P = 0,281 pentru interacțiunea cuartil-IMC; Anexele Tabelele 3 și 4). În analizele de sensibilitate, nici excluderea cazurilor apărute în primii 2 ani de urmărire, nici excluderea celor cu antecedente familiale de cancer nu au alterat material rezultatele (datele nu sunt prezentate).

Tabelul 3

Aportul de soia și riscul de apariție a cancerului de sân în funcție de starea de menopauză

Nr de cazuriPersoană-aniRata de incidență (la 100.000 persoane-ani) aRata de risc ajustată (intervale de încredere de 95%) b
Frecvența de referință (P pentru interacțiune = 0,856)
Pre-menopauză
 Lunar sau mai puțin c376629.71473,61.00
 1-3 zile/saptamana628709.19978,90,99 (0,85–1,15)
 ≥ 4 zile/saptamana116127.68476,80,90 (0,71–1,13)
 P pentru tendință d0,433
După menopauză
 Lunar sau mai puțin c364634.63472.41.00
 1-3 zile/saptamana663762.61476.30,94 (0,81–1,09)
 ≥ 4 zile/saptamana142151.70679,30,93 (0,75–1,15)
 P pentru tendință d0,446
Quartile aportului obișnuit de izoflavone de soia (P pentru interacțiune = 0,972)
Pre-menopauză
 Î1233452.73166.41.00
 Q2157229.60573,51,00 (0,79–1,28)
 Q3652706.87581,81,11 (0,91–1,35)
 Î47877.38680,61,00 (0,74–1,35)
 P pentru tendință e0,556
După menopauză
 Î1262541.11068,91.00
 Q2154287.41170,40,89 (0,70–1,13)
 Q3657637.39579,00,99 (0,81–1,21)
 Î49683.03979,30,97 (0,73–1,28)
 P pentru tendință e0,872

Deschide într-o fereastră separată

a Valorile au fost ajustate pentru regiunea de studiu și vârsta la data studiului

b Ajustat pentru aceleași variabile ca modelul 3 din tabel 2, cu excepția stării de menopauză

c Grupurile „Niciodată sau rar” și „Lunar” au fost combinate în „Lunar sau mai puțin” pentru a asigura suficiente cazuri în fiecare categorie de frecvență

d Testul pentru tendință a fost realizat prin codificarea grupului „Lunar sau mai puțin” ca 1, grupul „1-3 zile/săptămână” ca 2 și grupul „≥4 zile/săptămână” ca 3

e Testul pentru tendință a fost realizat prin codificarea de la cea mai mică la cea mai mare cuartilă în 1, 2, 3 și, respectiv, 4

Revizuire sistematică și meta-analiză doză-răspuns

Un total de 452 de înregistrări au fost preluate din biblioteca Pubmed, Embase, Cochrane și prin căutări manuale. După eliminarea înregistrărilor duplicate și examinarea rezumatelor, 28 de articole full-text au fost revizuite pentru verificarea eligibilității (Anexa Figura 1). Dintre acestea, 11 studii au fost eligibile cu caracteristicile și rezultatele evaluării calității prezentate în tabelele 5 și 6 din apendicele.

În meta-analiza doză-răspuns, am exclus în continuare trei studii [ 15 , 18 , 20 ] din cauza aportului de izoflavone de soia semnificativ mai scăzut în comparație cu alte studii. Celelalte opt studii au fost incluse în prezenta meta-analiză doză-răspuns împreună cu studiul CKB, cu un total de 631.498 de femei și 10.229 de cazuri de cancer de sân. Șapte [ 25 , 26 , 28 , 30 – 32 , 36 ] din cele opt studii au folosit FFQ validate pentru a evalua consumul de soia, în timp ce FFQ dintr-un singur studiu [ 27 ] nu a fost validat. Cinci studii [ 25 , 26 , 30– 32 ] au evaluat atât frecvența cât și cantitatea de alimente din soia la momentul inițial și au calculat aportul de izoflavone din soia pe baza conținutului de izoflavone al diferitelor alimente din soia obținute din tabelele de compoziție a alimentelor sau din datele publicate. Două studii au evaluat frecvența alimentelor din soia la momentul inițial, iar dimensiunea porției și conținutul de izoflavone au fost estimate din studiul de validare [ 28 , 36 ]. Un studiu a colectat informații despre frecvența alimentelor din soia și cantitatea de izoflavonă din soia nu a fost disponibilă nici din sondajul de referință, nici din studiul de validare [ 27 ]. Șapte din cele opt studii individuale incluse în meta-analiză doză-răspuns actuală s-au ajustat pentru aportul total de energie atunci când s-a evaluat asocierea cancerului de sân soia [ 25 ]26 , 28 , 30 – 32 , 36 ]. Șapte [ 25 , 26 , 28 , 30 – 32 , 36 ] din cele opt studii au fost de înaltă și un studiu [ 27 ] de calitate moderată conform scorurilor Newcastle-Ottawa de evaluare a calității (NOS) (Tabelul din Anexa 6).

Meta-analiza doză-răspuns folosind o funcție RCS nu a reușit să respingă ipoteza de liniaritate între aportul de izoflavone de soia și riscul de cancer de sân ( P pentru neliniaritate = 0,142; Fig. 1). Metaanaliză liniară doză-răspuns a constatat că fiecare creștere de 10 mg/zi a aportului de izoflavone de soia a fost asociată cu un risc ușor redus de cancer de sân (HR: 0,97, 95% CI 0,95-0,99; Fig. 2). Eterogenitatea dintre studii a fost scăzută (I 2  = 19,8%, P pentru eterogenitate = 0,267). Testul Egger, inclusiv cele 9 studii din meta-analiza doză-răspuns, nu a găsit nicio prejudecată de publicare ( P  = 0,606).

Un fișier extern care conține o imagine, o ilustrație etc. Numele obiectului este 10654_2019_585_Fig1_HTML.jpg

Fig. 1

Relația dintre cancerul de sân incident și aportul de izoflavone de soia în metaanaliză doză-răspuns a CKB și a 8 cohorte publicate. Testul pentru relația neliniară doză-răspuns între aportul de izoflavone de soia și cancerul de sân incident a fost nesemnificativ statistic ( P pentru neliniaritate = 0,142). Linia albastră și umbra reprezintă raportul de hazard (HR) și intervalul de încredere (IC) de 95% pentru modelul neliniar, în timp ce linia roșie (umbra) reprezintă HR (95% CI) pentru modelul liniar

Un fișier extern care conține o imagine, o ilustrație etc. Numele obiectului este 10654_2019_585_Fig2_HTML.jpg

Fig. 2

Graficul forestier al raportului de risc (HR) și intervalul de încredere (CI) de 95% al ​​cancerului de sân incident pentru fiecare creștere de 10 mg/zi a aportului de izoflavone de soia în meta-analiză doză-răspuns a CKB și a 8 cohorte publicate (model cu efect fix) . Dimensiunile cutiilor pătrate sunt invers proporționale cu variațiile HR logaritmice

Analizele de sensibilitate prin excluderea unuia dintre cele nouă studii de fiecare dată din metaanaliză doză-răspuns au constatat că estimările riscului au rămas stabile (Tabelul apendice 7). Analiza de sensibilitate prin excluderea a două studii [ 27 , 28 ] care au raportat HR (IC 95%) în funcție de frecvența de soia, mai degrabă decât cantitatea de aport de soia, nu a evidențiat nicio modificare majoră în estimarea riscului (HR: 0,96, IC 95% 0,94–0,98; I 2  = 22,1%, P pentru heterogenitate = 0,260). Analiza de sensibilitate prin includerea celor cinci studii [ 25 , 26 , 30 – 32], care a evaluat atât frecvența cât și cantitatea consumului de soia la momentul inițial, au găsit o estimare a riscului similară ca meta-analiză principală doză-răspuns (HR: 0,97, 95% CI 0,94-0,99; I 2  = 35,9%, P pentru eterogenitate = 0,182). Metaanaliza doză-răspuns a tuturor celor 12 studii a dat aceeași estimare a riscului (HR: 0,97, IC 95% 0,95–0,99; I 2  = 0,0%, P pentru heterogenitate = 0,499) ca metaanaliză principală doză-răspuns a nouă studii.

Mergi la:

Discuţie

Studiul CKB, care a înrolat peste 300.000 de femei din 10 regiuni diverse din China, nu a găsit nicio asociere între consumul de soia și cancerul de sân incident în general. Meta-analiza doză-răspuns care integrează studiul CKB și alte studii prospective din Asia și țările occidentale a constatat că fiecare 10 mg/zi de aport de izoflavone de soia a fost asociat cu un risc redus de cancer de sân cu 3%.

Constatările din studiile prospective privind asocierea cancerului de sân soia au fost inconsecvente, ceea ce se poate datora nivelurilor diferite de aport de soia în diferite studii. Studii de cohortă efectuate în rândul femeilor cu aport scăzut (< 5 mg/zi în grupurile cu cel mai mare consum) [ 15 , 18 , 20 ] sau moderat (20–30 mg/zi în grupurile cu cel mai mare consum) [ 25 – 28 ] de izoflavone din soia. nu există o asociere clară între soia și riscul de cancer de sân. În studiul CKB, cantitatea mediană a aportului de izoflavone din soia în grupul cu cel mai mare consum a fost de aproximativ 20 mg/zi și nu a fost găsită nicio asociere între consumul de soia și riscul de cancer de sân. Acest rezultat a fost în concordanță cu cele patru cohorte cu o cantitate moderată de aport de soia [ 25– 28 ]. În patru studii în care grupurile cu cel mai mare aport de quartile sau chintile au avut izoflavonă de soia > 40 mg/zi [ 31 , 32 , 36 ] sau grupul de jumătate de aport superioară a avut un aport mediu de 23,5 mg/zi (deci grupul de quartile superioare este probabil să au ~ 40 mg/zi) [ 30 ]), a fost găsit un risc redus de cancer de sân pentru femeile din grupul cu cel mai mare consum de soia, comparativ cu femeile din grupul cu cel mai scăzut consum.

Nivelul aportului de soia (medie: 7,5 g/zi de echivalenți de soia) a fost mult mai scăzut în rândul femeilor CKB decât cel evaluat în studiul efectuat în Shanghai, China (mediană ~ 25 g/zi de echivalenți de soia) [ 32 ], ceea ce poate se explică parțial prin nivelul relativ mai scăzut al consumului de soia în rândul adulților chinezi în general decât cel al femeilor din Shanghai. Conform celor trei anchete naționale chineze privind nutriția și sănătatea, efectuate între 1992 și 2012, aportul mediu zilnic de alimente din soia în rândul adulților chinezi a fost de aproximativ 10-15 g de echivalenți din boabe de soia și a rămas stabil în ultimele două decenii [ 37 ].]. Aportul mediu zilnic de soia a fost puțin mai mic în rândul femeilor CKB în comparație cu rezultatele celor trei sondaje naționale chineze privind nutriția și sănătatea, în timp ce aportul mediu de soia la femeile din studiul de la Shanghai a fost mult mai mare decât populația generală chineză.

Am găsit o asociere inversă între frecvența mai mare a alimentelor cu soia și cancerul de sân în rândul femeilor CKB cu IMC mai mic, în timp ce nu a fost observată o asociere semnificativă statistic în rândul femeilor cu IMC mai mare. Studiul din Singapore Chinez a raportat, de asemenea, estimări diferite ale riscurilor în rândul femeilor cu IMC diferit [ 30 ]. Cu toate acestea, testele pentru interacțiunea multiplicativă dintre consumul de soia și IMC au fost statistic nesemnificative în ambele studii. Prin urmare, este probabil ca estimările diferite ale riscului pentru consumul de soia în rândul femeilor cu dimensiuni diferite ale corpului să se fi datorat întâmplării.

Prezenta metaanaliză doză-răspuns a observat un risc redus de cancer de sân cu 3% (95% CI 1–5%) pentru fiecare creștere de 10 mg/zi a aportului de izoflavone de soia. Cele mai multe dintre studiile de cohortă incluse în prezenta meta-analiză doză-răspuns au folosit FFQ validate pentru a evalua consumul de soia. Cele mai multe studii au fost de înaltă calitate conform scorurilor NOS care au evaluat studiile în ceea ce privește expunerea și măsurarea rezultatului, ajustarea confuziei, durata urmăririi și așa mai departe. Analiza de sensibilitate prin excluderea studiului [ 27], care a fost de o calitate inferioară, nu a observat nicio modificare în estimarea riscului, iar analiza de sensibilitate prin includerea exclusivă a celor cinci studii care au evaluat atât frecvența, cât și cantitatea aportului de soia la momentul inițial, a dat o estimare a riscului similară, indicând robustețea meta doză-răspuns actuală. -analiză. În plus, eterogenitatea dintre studii a fost scăzută în meta-analiză principală doză-răspuns, precum și în analizele de sensibilitate, iar testul Egger nu a găsit nicio dovadă de părtinire a publicării, indicând fiabilitatea meta-analizei doză-răspuns. În prezenta meta-analiză doză-răspuns, riscul de cancer de sân a scăzut cu fiecare 10 mg/zi de aport de izoflavonă de soia cu până la 3%,

Conform Ghidurilor dietetice pentru rezidenții chinezi din 2016, cantitatea zilnică recomandată de alimente din soia pentru adulți a fost de 15-25 g echivalent de soia [ 37 ]. Conținutul de izoflavone pentru 15–25 g/zi echivalent de soia diferitelor alimente din soia variază între 10 și 50 mg/zi (Anexa Tabelul 8). Prin urmare, femeile care consumă alimente din soia în cantitatea recomandată de Ghidurile dietetice pot avea un risc redus de cancer de sân cu 3-15%, conform rezultatelor prezentei meta-analizei doză-răspuns.

Suplimentul de izoflavone de soia ar putea ajuta? Două studii occidentale au evaluat suplimente de soia sau supliment de izoflavone de soia și niciunul dintre ele nu a găsit asociere între suplimentele de soia sau izoflavone din soia cu riscul general de cancer de sân [ 38 , 39 ], deși un studiu a constatat că suplimentul actual de izoflavone din soia a fost asociat cu risc redus de estrogen. cancer de sân cu receptor pozitiv (ER+) și risc crescut de cancer de sân ER- [ 39 ]. Cu toate acestea, doza de izoflavonă din suplimente ar putea varia în studiu [ 39 ].

Fiind cel mai mare studiu de cohortă privind asocierea cancerului de sân soia, studiul CKB are mai multe puncte forte, inclusiv dimensiunea mare a eșantionului, populația din diverse zone din China, proiectarea prospectivă a cohortei, durata lungă de urmărire, metoda unificată de evaluare a expunerii în regiunile de studiu. și un control strict al calității datelor. Meta-analiza noastră a inclus doar studii prospective de cohortă, care au minimizat prejudecățile de reamintire.

Există, totuși, mai multe limitări. În primul rând, chestionarul de bază a întrebat participanții CKB despre frecvența aportului de soia, mai degrabă decât cantitatea de aport, și astfel cantitatea obișnuită de izoflavonă de soia a fost estimată prin combinarea informațiilor din sondajele de referință, două sondaje și 24-HDR. Sunt necesare studii prospective la scară mai mare, care utilizează metode de măsurare a expunerii mai precise, pentru a verifica concluziile studiului CKB. În al doilea rând, unele produse alimentare care furnizează energie, cum ar fi uleiul, nu au fost evaluate în studiul CKB și, prin urmare, energia totală calculată a fost mai mică decât aportul total de energie real. Cu toate acestea, estimările de risc din studiul CKB au rămas stabile înainte și după ajustarea pentru aportul total de energie calculat. În al treilea rând, datele privind starea receptorilor hormonali ai cancerului de sân nu au fost disponibile în studiul CKB, așa că nu am putut evalua asocierea consumului de soia cu subtipurile de cancer de sân. Dovezile prospective existente ale asocierii subtipului de cancer de sân soia au fost rare și au o putere statistică scăzută din cauza dimensiunilor mici ale eșantionului.30 , 32 , 39 ]. În cele din urmă, datorită naturii observaționale a studiilor incluse în meta-analiză doză-răspuns, nu am putut exclude posibilitatea unei confuzii reziduale cauzate de factori nemăsurați. Studiile controlate randomizate mari (RCT) pot fi de dorit în inferența cauzală, dar fezabilitatea unui RCT amplu pe această problemă este încă o problemă lipicioasă.

Mergi la:

Concluzie

Studiul CKB a demonstrat că consumul moderat de soia nu a fost asociat cu riscul de cancer de sân în rândul femeilor chineze. Cantitatea mai mare de aport de soia ar putea oferi beneficii rezonabile pentru prevenirea incidentelor de cancer la sân. Sunt necesare mai multe studii prospective la scară largă și bine concepute pentru a verifica constatările noastre.

Mergi la:

Material electronic suplimentar

Mai jos este linkul către materialul electronic suplimentar.

Material suplimentar 1 (DOCX 102 kb) (102K, docx)

Mergi la:

Mulțumiri

Recunoașterea principală este către participanți, personalul proiectului și Centrul Național pentru Controlul și Prevenirea Bolilor din China (CDC) și birourile sale regionale pentru asistența în munca de teren. Mulțumim lui Judith Mackay din Hong Kong; Yu Wang, Gonghuan Yang, Zhengfu Qiang, Lin Feng, Maigeng Zhou, Wenhua Zhao și Yan Zhang în China CDC; Lingzhi Kong, Xiucheng Yu și Kun Li din Ministerul chinez al Sănătății; și Sarah Clark, Martin Radley, Mike Hill, Hongchao Pan și Jill Boreham din CTSU, Oxford, pentru asistența la proiectarea, planificarea, organizarea și desfășurarea studiului. Apreciem sincer pe Chenxi Qin pentru ajutorul și sprijinul ei în problemele legate de evaluarea dietei. Le mulțumim lui Gertraud Maskarinec și AH Wu pentru furnizarea de date pentru prezenta metaanaliză doză-răspuns.

Colaboratori

Canqing Yu și Dezheng Huo au conceput și proiectat studiul. Liming Li, Zhengming Chen și Junshi Chen, în calitate de membri ai comitetului director CKB, au conceput și supravegheat desfășurarea întregului studiu, au obținut finanțare și, împreună cu Jun Lv, Yu Guo, Zheng Bian, Huaidong Duo, Ling Yang, Yiping Autorii Chen, Xi Zhang și Tao Wang au obținut datele. Yuxia Wei și Meng Gao au analizat datele. Yuxia Wei a scris prima schiță a manuscrisului. CanqingYu și Dezheng Huo au contribuit la interpretarea rezultatelor și la revizuirea critică a manuscrisului pentru conținut intelectual important. Toți autorii au revizuit și au aprobat manuscrisul final. Canqing Yu și Dezheng Huo sunt garanții.

Membrii grupului de colaborare China Kadoorie Biobank

Comitetul internațional de conducere: Junshi Chen, Zhengming Chen (PI), Robert Clarke, Rory Collins, Yu Guo, Liming Li (PI), Jun Lv, Richard Peto, Robin Walters. Centrul internațional de coordonare, Oxford: Daniel Avery, Ruth Boxall, Derrick Bennett, Yumei Chang, Yiping Chen, Zhengming Chen, Robert Clarke, Huaidong Du, Simon Gilbert, Alex Hacker, Mike Hill, Michael Holmes, Andri Iona, Christiana Kartsonaki, Rene Kerosi, Ling Kong, Om Kurmi, Garry Lancaster, Sarah Lewington, Kuang Lin, John McDonnell, Iona Millwood, Qunhua Nie, Jayakrishnan Radhakrishnan, Paul Ryder, Sam Sansome, Dan Schmidt, Paul Sherliker, Rajani Sohoni, Becky Stevens, Iain Turnbull , Robin Walters, Jenny Wang, Lin Wang, Neil Wright, Ling Yang, Xiaoming Yang. Centrul Național de Coordonare, Beijing:Zheng Bian, Yu Guo, Xiao Han, Can Hou, Jun Lv, Pei Pei, Chao Liu, Yunlong Tan, Canqing Yu. 10 centre regionale de coordonare: Qingdao CDC: Zengchang Pang, Ruqin Gao, Shanpeng Li, Shaojie Wang, Yongmei Liu, Ranran Du, Yajing Zang, Liang Cheng, Xiaocao Tian, ​​Hua Zhang, Yaoming Zhai, Feng Ning, Xiaohui Sun, Feifei Li. Licang CDC: Silu Lv, Junzheng Wang, Wei Hou. CDC provincial Heilongjiang: Mingyuan Zeng, Ge Jiang, Xue Zhou. Nangang CDC: Liqiu Yang, Hui He, Bo Yu, Yanjie Li, Qinai Xu, Quan Kang, Ziyan Guo. CDC provincial Hainan: Dan Wang, Ximin Hu, Jinyan Chen, Yan Fu, Zhenwang Fu, Xiaohuan Wang. Meilan CDC: Min Weng, Zhendong Guo, Shukuan Wu, Yilei Li, Huimei Li, Zhifang Fu.CDC provincial Jiangsu: Ming Wu, Yonglin Zhou, Jinyi Zhou, Ran Tao, Jie Yang, Jian Su. Suzhou CDC: Fang liu, Jun Zhang, Yihe Hu, Yan Lu,, Liangcai Ma, Aiyu Tang, Shuo Zhang, Jianrong Jin, Jingchao Liu. CDC provincial Guangxi: Zhenzhu Tang, Naying Chen, Ying Huang. Liuzhou CDC: Mingqiang Li, Jinhuai Meng, Rong Pan, Qilian Jiang, Jian Lan, Yun Liu, Liuping Wei, Liyuan Zhou, Ningyu Chen Ping Wang, Fanwen Meng, Yulu Qin, Sisi Wang. CDC provincial Sichuan: Xianping Wu, Ningmei Zhang, Xiaofang Chen, Weiwei Zhou. Pengzhou CDC: Guojin Luo, Jianguo Li, Xiaofang Chen, Xunfu Zhong, Jiaqiu Liu, Qiang Sun. Gansu Provincial CDC: Pengfei Ge, Xiaolan Ren, Caixia Dong.Maiji CDC: Hui Zhang, Enke Mao, Xiaoping Wang, Tao Wang, Xi Zhang. CDC provincial Henan: Ding Zhang, Gang Zhou, Shixian Feng, Liang Chang, Lei Fan. Huixian CDC: Yulian Gao, Tianyou He, Huarong Sun, Pan He, Chen Hu, Xukui Zhang, Huifang Wu, Pan He. Zhejiang Provincial CDC: Min Yu, Ruying Hu, Hao Wang. Tongxiang CDC: Yijian Qian, Chunmei Wang, Kaixu Xie, Lingli Chen, Yidan Zhang, Dongxia Pan, Qijun Gu. CDC provincial Hunan: Yuelong Huang, Biyun Chen, Li Yin, Huilin Liu, Zhongxi Fu, Qiaohua Xu. Liuyang CDC: Xin Xu, Hao Zhang, Huajun Long, Xianzhi Li, Libo Zhang, Zhe Qiu.

Mergi la:

Finanțarea

Această lucrare a fost susținută de Grants (81530088, 81390540, 81390544, 81390541) de la Fundația Națională de Științe Naturale din China; (2016YFC0900500, 2016YFC0900501, 2016YFC0900504, 2016YFC130390 4) din Programul național de cercetare și dezvoltare cheie al Chinei; un grant de la Kadoorie Charitable Foundation din Hong Kong; Granturi de la UK Wellcome Trust (202922/Z/16/Z, 088158/Z/09/Z, 104085/Z/14/Z); Granturi de la Ministerul chinez al Științei și Tehnologiei (2011BAI09B01); și Fundația de Cercetare a Cancerului de Sân. Finanțatorii și sponsorii studiului nu au avut niciun rol în proiectarea și desfășurarea studiului, colectarea datelor, analiza datelor, interpretarea datelor, redactarea raportului sau decizia de a trimite manuscrisul spre publicare. Autorul corespunzător a avut acces deplin la toate datele din studiu și a avut responsabilitatea finală pentru decizia de a trimite spre publicare.

Mergi la:

Respectarea standardelor etice

Conflict de interese

Declarăm că nu avem conflicte de interese.Aprobare etică

Comitetul de evaluare etică al Centrului chinez pentru controlul și prevenirea bolilor (Beijing, China) și Comitetul de etică al cercetării tropicale din Oxford, Universitatea din Oxford (Marea Britanie) au aprobat studiul.Consimțământ informat

Consimțământul informat a fost obținut de la toți participanții individuali incluși în studiu.Partajarea datelor

Detalii despre cum să accesați datele din China Kadoorie Biobank și detaliile programului de difuzare a datelor sunt disponibile la http://www.ckbiobank.org/site/Data+Access. Autorul principal afirmă că manuscrisul este o relatare sinceră, exactă și transparentă a studiului raportat; că nu au fost omise aspecte importante ale studiului; și că orice discrepanțe din studiul planificat au fost explicate.

Mergi la:

Note de subsol

Membrii comitetului de conducere și ai grupului de colaborare sunt enumerați în Mulțumiri.

Nota editorului

Springer Nature rămâne neutră în ceea ce privește revendicările jurisdicționale în hărțile publicate și afilierile instituționale.

Mergi la:

Informații despre colaborator

Yuxia Wei, E- mail: moc.361@61965506251 .

Iun Lv, e- mail: nc.ude.umjb@nujvl .

Yu Guo, e- mail: ten.cdcsk@uyoug .

Zheng Bian, e- mail: ten.cdcsk@gnehznaib .

Meng Gao, e- mail: moc.361@5991moag .

Huaidong Du, e- mail: ku.ca.xo.hpdn@ud.gnodiauh .

Ling Yang, e- mail: ku.ca.xo.hpdn@gnay.gnil .

Yiping Chen, e- mail: ku.ca.xo.hpdn@nehc.gnipiy .

Xi Zhang, e- mail: moc.qq@015301639 .

Tao Wang, e- mail: moc.qq@973693598 .

Junshi Chen, e- mail: nc.ten.asfc@ihsnujnehc .

Zhengming Chen, e- mail: ku.ca.xo.hpdn@nehc.gnimgnehz .

Canqing Yu, e- mail: nc.ude.ukp@gniqnacuy .

Dezheng Huo, E- mail: ude.ogacihcu.dsb.htlaeh@ouhd .

Liming Li, e- mail: moc.361.piv@eelml .

Grupul de colaborare China Kadoorie Biobank:

Junshi Chen , 

Zhengming Chen (PI) , 

Robert Clarke , 

Rory Collins , 

Yu Guo , 

Liming Li (PI) , 

Jun Lv , 

Richard Peto , 

Robin Walters , 

Daniel Avery , 

Ruth Boxall , 

Derrick Bennett , 

Yumei Chang , 

Yiping Chen , 

Zhengming Chen , 

Robert Clarke , 

Huaidong Du , 

Simon Gilbert , 

Alex Hacker , 

Mike Hill , 

Michael Holmes ,

Andri Iona , 

Christiana Kartsonaki , 

Rene Kerosi , 

Ling Kong , 

Om Kurmi , 

Garry Lancaster , 

Sarah Lewington , 

Kuang Lin , 

John McDonnell , 

Iona Millwood , 

Qunhua Nie , 

Jayakrishnan Radhakrishnan , 

Paul Ryder , 

Sam Sansome , 

Dan So Schmidkert , Rajani Sherlihon , 

Paul , Becky Stevens , Iain Turnbull , Robin Walters , Jenny Wang ,

Lin Wang , 

Neil Wright , 

Ling Yang , 

Xiaoming Yang , 

Zheng Bian , 

Yu Guo , 

Xiao Han , 

Can Hou , 

Jun Lv , 

Pei Pei , 

Chao Liu , 

Yunlong Tan , 

Canqing Yu , 

Zengchang Pang , 

Ruqin Gao , 

Shanpeng Li , 

Shaojie Wang , 

Yongmei Liu , 

Ranran Du , 

Yajing Zang , 

Liang Cheng , 

Xiaocao Tian , 

Hua Zhang

Yaoming Zhai , 

Feng Ning , 

Xiaohui Sun , 

Feifei Li , 

Silu Lv , 

Junzheng Wang , 

Wei Hou , 

Mingyuan Zeng , 

Ge Jiang , 

Xue Zhou , 

Liqiu Yang , 

Hui He , 

Bo Yu , 

Yanjie Li , 

Qinai Xu , 

Quan Kang , 

Ziyan Guo , 

Dan Wang , 

Ximin Hu , 

Jinyan Chen , 

Yan Fu , 

Zhenwang Fu , 

Xiaohuan Wang

Min Weng , 

Zhendong Guo , 

Shukuan Wu , 

Yilei Li , 

Huimei Li , 

Zhifang Fu , 

Ming Wu , 

Yonglin Zhou , 

Jinyi Zhou , 

Ran Tao , 

Jie Yang , 

Jian Su , 

Fang liu , 

Jun Zhang , 

Yihe Hu , 

Yan Lu , 

Liangcai Ma , 

Aiyu Tang , 

Shuo Zhang , 

Jianrong Jin , 

Jingchao Liu , 

Zhenzhu Tang , 

Naying Chen

Ying Huang , 

Mingqiang Li , 

Jinhuai Meng , 

Rong Pan , 

Qilian Jiang , 

Jian Lan , 

Yun Liu , 

Liuping Wei , 

Liyuan Zhou , 

Ningyu Chen , 

Ping Wang , 

Fanwen Meng , 

Yulu Qin , 

Sisi Wang , 

Xianping Wu , 

Ningmei Zhang , 

Xiaofii Zhang Chen , 

Weiwei Zhou , 

Guojin Luo , 

Jianguo Li , 

Xiaofang Chen , 

Xunfu Zhong

Jiaqiu Liu , 

Qiang Sun , 

Pengfei Ge , 

Xiaolan Ren , 

Caixia Dong , 

Hui Zhang , 

Enke Mao , 

Xiaoping Wang , 

Tao Wang , 

Xi zhang , 

Ding Zhang , 

Gang Zhou , 

Shixian Feng , 

Liang Chang , 

Lei Fan , Tianyou 

Gao , 

El , 

Huarong Sun , 

Pan He , 

Chen Hu , 

Xukui Zhang , 

Huifang Wu ,

Pan He , 

Min Yu , 

Ruying Hu , 

Hao Wang , 

Yijian Qian , 

Chunmei Wang , 

Kaixu Xie , 

Lingli Chen , 

Yidan Zhang , 

Dongxia Pan , 

Qijun Gu , 

Yuelong Huang , 

Biyun Chen , 

Li Yin , 

Huilin Liu , 

Zhongxi Fu , 

Qiaohua Xu , Qiaohua , 

Xin Xu , 

Hao Zhang , 

Huajun Long , 

Xianzhi Li , 

Libo Zhang și 

Zhe Qiu

Mergi la:

Referințe

1. 

Bray F, Ferlay J, Soerjomataram I, Siegel RL, Torre LA, Jemal A. Statistici globale ale cancerului 2018: estimări GLOBOCAN de incidență și mortalitate la nivel mondial pentru 36 de tipuri de cancer în 185 de țări. CA Cancer J Clin. 2018; 68 (6):394–424. doi: 10.3322/caac.21492. [ PubMed ] [ CrossRef ] [ Google Scholar ]2. 

Ferlay J, Shin HR, Bray F, Forman D, Mathers C, Parkin DM. Estimări ale poverii mondiale a cancerului în 2008: GLOBOCAN 2008. Int J Cancer. 2010; 127 (12):2893–2917. doi: 10.1002/ijc.25516. [ PubMed ] [ CrossRef ] [ Google Scholar ]3. 

DeSantis CE, Bray F, Ferlay J, Lortet-Tieulent J, Anderson BO, Jemal A. Variația internațională a cancerului de sân feminin Incidența și ratele de mortalitate. Cancer Epidem Biomar. 2015; 24 (10):1495–1506. doi: 10.1158/1055-9965.EPI-15-0535. [ PubMed ] [ CrossRef ] [ Google Scholar ]4. 

Parkin DM, Pisani P, Ferlay J. Global cancer statistics. CA Cancer J Clin. 1999; 49 (1):33–64. doi: 10.3322/canjclin.49.1.33. [ PubMed ] [ CrossRef ] [ Google Scholar ]5. 

Parkin DM. Statistica globală a cancerului în anul 2000. Lancet Oncol. 2001; 2 (9):533–543. doi: 10.1016/s1470-2045(01)00486-7. [ PubMed ] [ CrossRef ] [ Google Scholar ]6. 

Uifalean A, Schneider S, Ionescu C, Lalk M, Iuga CA. Izoflavone de soia și linii celulare de cancer de sân: mecanisme moleculare și perspective de viitor. Molecules (Basel, Elveția) 2015; 21 (1):E13. doi: 10.3390/molecules21010013. [ Articol gratuit PMC ] [ PubMed ] [ CrossRef ] [ Google Scholar ]7. 

Huser S, Guth S, Joost HG, Soukup ST, Kohrle J, Kreienbrock L și colab. Efectele izoflavonelor asupra țesutului mamar și asupra sistemului hormonal tiroidian la om: o evaluare cuprinzătoare a siguranței. Arch Toxicol. 2018; 92 (9):2703–2748. doi: 10.1007/s00204-018-2279-8. [ Articol gratuit PMC ] [ PubMed ] [ CrossRef ] [ Google Scholar ]8. 

Fondul Mondial de Cercetare a Cancerului/Institutul American de Cercetare a Cancerului. Raport de expert al proiectului de actualizare continuă 2018. Dietă, nutriție, activitate fizică și cancer de sân. 2018.9. 

Dong JY, Qin LQ. Consumul de izoflavone din soia și riscul de incidență sau recurență a cancerului de sân: o meta-analiză a studiilor prospective. Tratament pentru cancerul de sân. 2011; 125 (2):315–323. doi: 10.1007/s10549-010-1270-8. [ PubMed ] [ CrossRef ] [ Google Scholar ]10. 

Xie Q, Chen ML, Qin Y, Zhang QY, Xu HX, Zhou Y și colab. Consumul de izoflavone și riscul de cancer de sân: o metaanaliză doză-răspuns a studiilor observaționale. Asia Pac J Clin Nutr. 2013; 22 (1):118–127. doi: 10.6133/apjcn.2013.22.1.16. [ PubMed ] [ CrossRef ] [ Google Scholar ]11. 

Chen M, Rao Y, Zheng Y, Wei S, Li Y, Guo T și colab. Asocierea dintre consumul de izoflavone de soia și riscul de cancer de sân pentru femeile în pre și post-menopauză: o meta-analiză a studiilor epidemiologice. Plus unu. 2014; 9 (2):e89288. doi: 10.1371/journal.pone.0089288. [ Articol gratuit PMC ] [ PubMed ] [ CrossRef ] [ Google Scholar ]12. 

Bahrom S, Idris NRN, editori. Consumul de soia și riscul de cancer de sân: o meta-analiză a studiilor epidemiologice. În: conferința Aip; 2016.13. 

Zhao TT, Jin F, Li JG, Xu YY, Dong HT, Liu Q și colab. Izoflavonele dietetice sau consumul de alimente bogate în izoflavone și riscul de cancer de sân: o meta-analiză a studiilor prospective de cohortă. Clin Nutr. 2019; 38 (1):136–145. doi: 10.1016/j.clnu.2017.12.006. [ PubMed ] [ CrossRef ] [ Google Scholar ]14. 

den Tonkelaar I, Keinan-Boker L, Veer PV, Arts CJ, Adlercreutz H, Thijssen JH, et al. Fitoestrogenii urinari și riscul de cancer de sân în postmenopauză. Cancer Epidemiol Biomark Prevent Publ Am Assoc Cancer Res cospons Am Soc Prevent Oncol. 2001; 10 (3):223–228. [ PubMed ] [ Google Scholar ]15. 

Horn-Ross PL, Hoggatt KJ, West DW, Krone MR, Stewart SL, Anton H și colab. Dieta recentă și riscul de cancer de sân: Studiul profesorilor din California (SUA) Cancer Causes Control. 2002; 13 (5):407–415. doi: 10.1023/A:1015786030864. [ PubMed ] [ CrossRef ] [ Google Scholar ]16. 

Grace PB, Taylor JI, Low YL, Luben RN, Mulligan AA, Botting NP și colab. Concentrațiile de fitoestrogen în ser și urina spot ca biomarkeri pentru aportul alimentar de fitoestrogen și relația lor cu riscul de cancer de sân în investigația prospectivă europeană a cancerului și nutriției-Norfolk. Cancer Epidemiol Biomark Prevent Publ Am Assoc Cancer Res cospons Am Soc Prevent Oncol. 2004; 13 (5):698–708. [ PubMed ] [ Google Scholar ]17. 

Keinan-Boker L, van Der Schouw YT, Grobbee DE, Peeters PH. Fitoestrogenii dietetici și riscul de cancer de sân. Am J Clin Nutr. 2004; 79 (2):282–288. doi: 10.1093/ajcn/79.2.282. [ PubMed ] [ CrossRef ] [ Google Scholar ]18. 

Touillaud MS, Thiebaut AC, Niravong M, Boutron-Ruault MC, Clavel-Chapelon F. Nicio asociere între fitoestrogenii dietetici și riscul de cancer de sân la premenopauză într-un studiu de cohortă francez. Cancer Epidemiol Biomark Prevent Publ Am Assoc Cancer Res cospons Am Soc Prevent Oncol. 2006; 15 (12):2574–2576. doi: 10.1158/1055-9965.EPI-06-0543. [ PubMed ] [ CrossRef ] [ Google Scholar ]19. 

Verheus M, van Gils CH, Keinan-Boker L, Grace PB, Bingham SA, Peeters PH. Fitoestrogenii plasmatici și riscul ulterior de cancer de sân. J Clin Oncol. 2007; 25 (6):648–655. doi: 10.1200/JCO.2006.06.0244. [ PubMed ] [ CrossRef ] [ Google Scholar ]20. 

Hedelin M, Lof M, Olsson M, Adlercreutz H, Sandin S, Weiderpass E. Fitoestrogenii dietetici nu sunt asociați cu riscul general de cancer de sân, dar dietele bogate în cumestrol sunt invers asociate cu riscul de tumori mamare negative pentru receptorul de estrogen și receptorul de progesteron. la femeile suedeze. J Nutr. 2008; 138 (5):938–945. doi: 10.1093/jn/138.5.938. [ PubMed ] [ CrossRef ] [ Google Scholar ]21. 

Ward H, Chapelais G, Kuhnle GG, Luben R, Khaw KT, Bingham S și colab. Riscul de cancer de sân în relație cu biomarkerii urinari și serici ai expunerii la fitoestrogeni în studiul de cohortă European Prospective into Cancer-Norfolk. Cancer mamar Res. 2008; 10 (2): R32. doi: 10.1186/bcr1995. [ Articol gratuit PMC ] [ PubMed ] [ CrossRef ] [ Google Scholar ]22. 

Goodman MT, Shvetsov YB, Wilkens LR, Franke AA, Le Marchand L, Kakazu KK și colab. Excreția urinară de fitoestrogen și riscul de cancer de sân în postmenopauză: studiul de cohortă multietnică. Cancer Prev Res (Phila) 2009; 2 (10):887–894. doi: 10.1158/1940-6207.CAPR-09-0039. [ Articol gratuit PMC ] [ PubMed ] [ CrossRef ] [ Google Scholar ]23. 

Ward HA, Kuhnle GG, Mulligan AA, Lentjes MA, Luben RN, Khaw KT. Riscul de cancer de sân, colorectal și de prostată în Investigația europeană prospectivă asupra cancerului și nutriției-Norfolk în legătură cu aportul de fitoestrogen derivat dintr-o bază de date îmbunătățită. Am J Clin Nutr. 2010; 91 (2):440–448. doi: 10.3945/ajcn.2009.28282. [ PubMed ] [ CrossRef ] [ Google Scholar ]24. 

Zamora-Ros R, Ferrari P, Gonzalez CA, Tjonneland A, Olsen A, Bredsdorff L, et al. Aportul alimentar de flavonoide și lignan și riscul de cancer de sân în funcție de starea menopauzei și a receptorilor hormonali în Studiul European Prospective Investigation into Cancer and Nutrition (EPIC). Tratament pentru cancerul de sân. 2013; 139 (1):163–176. doi: 10.1007/s10549-013-2483-4. [ PubMed ] [ CrossRef ] [ Google Scholar ]25. 

Travis RC, Allen NE, Appleby PN, Spencer EA, Roddam AW, Key TJ. Un studiu prospectiv al vegetarianismului și a aportului de izoflavone în legătură cu riscul de cancer de sân la femeile britanice. Int J Cancer. 2008; 122 (3):705–710. doi: 10.1002/ijc.23141. [ PubMed ] [ CrossRef ] [ Google Scholar ]26. 

Morimoto Y, Maskarinec G, Park SY, Ettienne R, Matsuno RK, Long C și colab. Aportul alimentar de izoflavone nu este asociat semnificativ statistic cu riscul de cancer de sân în cohorta multietnică. Br J Nutr. 2014; 112 (6):976–983. doi: 10.1017/S0007114514001780. [ Articol gratuit PMC ] [ PubMed ] [ CrossRef ] [ Google Scholar ]27. 

Key TJ, Sharp GB, Appleby PN, Beral V, Goodman MT, Soda M și colab. Alimentele din soia și riscul de cancer de sân: un studiu prospectiv la Hiroshima și Nagasaki, Japonia. Br J Cancer. 1999; 81 (7):1248–1256. doi: 10.1038/sj.bjc.6690837. [ Articol gratuit PMC ] [ PubMed ] [ CrossRef ] [ Google Scholar ]28. 

Nishio K, Niwa Y, Toyoshima H, Tamakoshi K, Kondo T, Yatsuya H și colab. Consumul de alimente din soia și riscul de cancer de sân: constatări din studiul Japan Collaborative Cohort (JACC). Cancerul cauzează controlul. 2007; 18 (8):801–808. doi: 10.1007/s10552-007-9023-7. [ PubMed ] [ CrossRef ] [ Google Scholar ]29. 

Yamamoto S, Sobue T, Kobayashi M, Sasaki S, Tsugane S, Tsugane S, et al. Soia, izoflavonele și riscul de cancer de sân în Japonia. J Natl Cancer I. 2003; 95 (12):906–913. doi: 10.1093/jnci/95.12.906. [ PubMed ] [ CrossRef ] [ Google Scholar ]30. 

Wu AH, Koh WP, Wang R, Lee HP, Yu MC. Consumul de soia și riscul de cancer de sân în studiul de sănătate din Singapore din China. Br J Cancer. 2008; 99 (1):196–200. doi: 10.1038/sj.bjc.6604448. [ Articol gratuit PMC ] [ PubMed ] [ CrossRef ] [ Google Scholar ]31. 

Wada K, Nakamura K, Tamai Y, Tsuji M, Kawachi T, Hori A, et al. Aportul de izoflavone din soia și riscul de cancer de sân în Japonia: din studiul Takayama. Int J Cancer. 2013; 133 (4):952–960. doi: 10.1002/ijc.28088. [ PubMed ] [ CrossRef ] [ Google Scholar ]32. 

Baglia ML, Zheng W, Li H, Yang G, Gao J, Gao YT și colab. Asocierea consumului de alimente din soia cu riscul de subtip de cancer de sân definit de receptorul hormonal și statutul HER2. Int J Cancer. 2016; 139 (4):742–748. doi: 10.1002/ijc.30117. [ Articol gratuit PMC ] [ PubMed ] [ CrossRef ] [ Google Scholar ]33. 

Chen Z, Chen J, Collins R, Guo Y, Peto R, Wu F și colab. China Kadoorie Biobank de 0,5 milioane de oameni: metode de anchetă, caracteristici de bază și urmărire pe termen lung. Int J Epidemiol. 2011; 40 (6):1652–1666. doi: 10.1093/ije/dyr120. [ Articol gratuit PMC ] [ PubMed ] [ CrossRef ] [ Google Scholar ]34. 

Yang G, Hu J, Rao KQ, Ma J, Rao C, Lopez AD. Înregistrarea și supravegherea mortalității în China: istorie, situație actuală și provocări. Sanatatea Populatiei Metr. 2005; 3 (1):3. doi: 10.1186/1478-7954-3-3. [ Articol gratuit PMC ] [ PubMed ] [ CrossRef ] [ Google Scholar ]35. 

Groenlanda S, Longnecker MP. Metode pentru estimarea tendințelor din datele rezumate la doză-răspuns, cu aplicații la meta-analiză. Am J Epidemiol. 1992; 135 (11):1301–1309. doi: 10.1093/oxfordjournals.aje.a116237. [ PubMed ] [ CrossRef ] [ Google Scholar ]36. 

Yamamoto S, Sobue T, Kobayashi M, Sasaki S, Tsugane S. Risc de soia, izoflavone și cancer de sân în Japonia. J Natl Cancer I. 2003; 95 (12):906–913. doi: 10.1093/jnci/95.12.906. [ PubMed ] [ CrossRef ] [ Google Scholar ]37. 

Societatea Chineză de Nutriție. Ghidurile dietetice pentru rezidenții chinezi (2016). Beijing, China: Editura Medicală Populară; 201638. 

Brasky TM, Lampe JW, Potter JD, Patterson RE, White E. Suplimente de specialitate și risc de cancer de sân în cohorta VITamins And Lifestyle (VITAL). Cancer Epidemiol Biomark Prevent Publ Am Assoc Cancer Res cospons Am Soc Prevent Oncol. 2010; 19 (7):1696–1708. doi: 10.1158/1055-9965.EPI-10-0318. [ Articol gratuit PMC ] [ PubMed ] [ CrossRef ] [ Google Scholar ]39. 

Touillaud M, Gelot A, Mesrine S, Bennetau-Pelissero C, Clavel-Chapelon F, Arveux P, et al. Utilizarea suplimentelor alimentare care conțin izoflavone de soia și riscul de cancer de sân în rândul femeilor cu vârsta > 50 de ani: un studiu prospectiv. Am J Clin Nutr. 2019; 109 (3):597–605. doi: 10.1093/ajcn/nqy313. [ PubMed ] [ CrossRef ] [ Google Scholar ]

Exprimati-va pararea!

Completează mai jos detaliile cerute sau dă clic pe un icon pentru a te autentifica:

Logo WordPress.com

Comentezi folosind contul tău WordPress.com. Dezautentificare /  Schimbă )

Poză Twitter

Comentezi folosind contul tău Twitter. Dezautentificare /  Schimbă )

Fotografie Facebook

Comentezi folosind contul tău Facebook. Dezautentificare /  Schimbă )

Conectare la %s

Acest site folosește Akismet pentru a reduce spamul. Află cum sunt procesate datele comentariilor tale.