알코올 섭취와 위암 위험 간의 연관성은 여전히 논란의 여지가 있습니다. 저희는 이 주제에 대한 256,478명의 참여자를 대상으로 한 6개의 대규모 일본 코호트 연구의 데이터에 대한 통합 분석을 수행했습니다. 에탄올로서의 알코올 섭취는 검증된 설문지를 사용하여 추정되었습니다. 참여자들은 위암 발생률에 대해 추적되었습니다. 저희는 Cox 회귀 모델을 사용하여 알코올 섭취에 따른 위암에 대한 연구별 위험 비율(HR)과 95% 신뢰 구간(CI)을 계산했습니다. 요약 HR은 임의 효과 모델을 사용하여 연구별 HR을 통합하여 추정했습니다. 4,265,551인년의 추적 조사 기간 동안 8,586건의 위암 사례가 확인되었습니다. 남성의 경우, 가끔 술을 마시는 사람의 위암 다변량 조정 HR(95% CI)은 1.00(0.87-1.15)이었고, <23 g/d의 경우 1.00(0.91-1.11), 23~<46 g/d의 경우 1.09(1.01-1.18), 46~<69 g/d의 경우 1.18(1.09-1.29), 69~<92 g/d의 경우 1.21(1.05-1.39), ≥92 g/d의 경우 1.29(1.11-1.51)였으며, 이는 비음주자와 비교한 것입니다. 여성의 경우, 다변량 조정 HR은 가끔 술을 마시는 경우 0.93(0.80-1.08), <23 g/d의 경우 0.85(0.74-0.99), 규칙적으로 술을 마시는 경우 ≥23 g/d의 경우 1.22(0.98-1.53)였으며, 이는 비음주자와 비교한 것입니다. 음주자와 비음주자의 근위부 및 원위부 암에 대한 HR은 남성의 경우 ≥92 g/d의 경우 1.69(1.15-2.47)와 1.24(0.99-1.55)였고, 여성의 경우 ≥23 g/d의 경우 각각 1.60(0.76-3.37)과 1.18(0.88-1.57)이었습니다. 알코올 섭취는 남성의 위암 위험을 증가시켰고, 폭음자는 근위부 암에 대한 위험의 점 추정치가 원위부 암에 대한 위험보다 더 컸습니다.
알코올 섭취는 남성의 위암 위험을 증가시켰으며, 술을 많이 마시는 사람은 근위부 암에 대한 위험 추정치가 원위부 암에 대한 위험 추정치보다 더 큰 것으로 나타났습니다.
약어
- 알데히드2
- 알데히드 탈수소효소 2
- 주식회사
- 신뢰 구간
- 인사부
- 위험 비율
- 국제암연구소(IARC)
- 국제 암 연구 기관
- ICD‐O‐3
- 종양학을 위한 국제 질병 분류, 제3판
- 자크
- 일본 협력 코호트 연구
- JPHC-1
- 일본 보건소 기반 전향적 연구 I
- JPHC-II
- 일본 보건소 기반 전향적 연구 II
- 리스
- 수명 연구
- 미야기
- 미야기 코호트 연구
- 오사키
- 오사키 코호트 연구
1. 서론
위암은 전 세계적으로 네 번째로 흔한 암이며 암 사망의 세 번째 원인입니다. 위암은 감소 추세에도 불구하고 동아시아에서 가장 흔한 암입니다. 1 헬리코박터 파일로리 감염, 흡연, 높은 소금 섭취가 위암의 위험 요인이라는 데 의견이 일치합니다 . 2 , 3 , 4 , 5 야채, 과일, 녹차를 많이 섭취하면 위암을 예방할 수 있습니다. 6 , 7 , 8 , 9 동물 연구에 따르면 알코올은 위에 해롭습니다. 10 부분적으로는 알코올 대사가 발암 물질인 아세트알데히드를 생성하기 때문입니다. 11 알코올 섭취와 관련된 아세트알데히드는 현재 IARC에서 1군 발암 물질로 간주하고 있으며 12 알코올 섭취는 구강암, 두경부암, 식도암, 유방암, 간암, 대장암을 포함한 여러 암의 확립된 위험 요인입니다. 13 최근 주로 유럽과 미국의 코호트 및 사례 대조 연구에 대한 대규모 메타분석에서 ≥50 g/d 에탄올의 높은 알코올 섭취가 위암 위험을 상당히 증가시키는 것으로 나타났습니다.14 그러나 출판 데이터를 사용한 메타분석에서는 용량-반응 관계를 완전히 조사할 수 없으며 알코올 섭취와 위암 위험 간의 연관성에 대한 역학적 증거는 여전히 논란의 여지가 있습니다.15 또한 위암 발생률이 높은 동아시아 인구에서 알코올 소비를 에탄올 섭취로 분석한 것이 위암 위험과 관련이 있는지 조사한 코호트 연구는 거의 없습니다.지금까지 일본에서 6개의 코호트 연구에서 알코올 섭취와 위암 위험 간의 연관성을 조사했으며 그 결과는 일관되지 않았습니다.16 , 17 , 18 , 19 , 20 , 21 한국 과 중국의 코호트 연구 결과도 결론적이지 않습니다. 22 , 23 , 24 따라서 코호트 연구의 대규모 데이터 세트를 사용하여 일본 및 기타 동아시아 국가에서 알코올 섭취가 위암 위험에 미치는 영향을 밝히는 것이 필요합니다.
이 문제를 해결하기 위해 우리는 25만 명 이상의 참여자를 대상으로 한 6개의 대규모 일본 코호트 연구의 데이터를 통합하여 에탄올 섭취와 위암 위험 간의 연관성을 분석했습니다.
2. 재료 및 방법
2.1. 연구 코호트
2006년부터 일본의 암 예방 전략 개발 및 평가 연구 그룹은 주요 코호트 연구의 원본 데이터를 사용하여 일본인의 생활 방식 요인과 주요 암 간의 연관성을 조사하는 통합 분석을 수행해 왔습니다.데이터의 높은 품질과 비교 가능성을 유지하기 위해 현재 분석에 대한 다음과 같은 포함 기준을 사전에 정의했습니다.(a) 일본에서 수행된 인구 기반 코호트 연구;(b) 1980년대 중반에서 1990년대 중반 사이에 시작된 연구;(c) 30,000명 이상의 참여자를 대상으로 한 연구;(d) 자가 기입 설문지를 사용하여 기준 조사에서 알코올 섭취에 대한 정보를 얻은 연구;(e) 추적 기간 동안 위암에 대한 발생률 데이터를 수집한 연구.우리는 결국 이러한 기준을 충족하는 6개의 연구를 식별했습니다.(a) JPHC-I 25 ;(b) JPHC-II 25 ;(c) JACC 26 ;(d) MIYAGI 27 ; (e) OHSAKI 28 ; 및 (f) LSS. 29 이들 코호트 연구의 선택된 특성은 표에 요약되어 있습니다. 1. 관련 기관 검토 위원회가 각 연구를 승인했습니다.
기준선에서 암 병력이 있는 참가자, 알코올 섭취에 대한 정보가 누락된 참가자, LSS를 위해 100 mGy 이상의 원자폭탄 방사선에 노출된 참가자의 데이터를 제외했습니다. 256,478명의 참가자에 대한 데이터가 최종적으로 현재의 통합 분석에 포함되었습니다. JPHC-I, MIYAGI 및 JACC 연구는 이미 알코올 섭취와 위암 위험 간의 연관성에 대한 결과를 발표했습니다. 17 , 19 , 21 본 연구에서는 더 긴 추적 기간을 가진 JPHC-I 및 MIYAGI에 대한 업데이트된 데이터 세트를 사용하고 JACC에 대한 데이터 세트를 재분석했습니다.
2.2. 알코올 섭취 평가
각 연구의 알코올 섭취에 대한 정보는 기준선에서 자가 관리 설문지를 사용하여 수집했습니다. 질문의 문구는 연구마다 다르지만, 각 연구는 알코올 음료 유형, 빈도 및 양에 따라 규칙적으로 술을 마시는 사람의 총 알코올 섭취량을 1일 에탄올 그램으로 연속 변수로 계산했습니다. 알코올 섭취량은 각 유형의 주류 소비 빈도에 특정 부분의 알코올 함량과 한 번의 부분 크기를 곱하여 계산했습니다. 그런 다음 모든 주류 유형에 대한 알코올 섭취량을 합산하여 총 알코올 섭취량을 추정했습니다. 각 연구 설문지에는 맥주, 사케, 쇼추 를 포함하여 일본에서 인기 있는 알코올 음료의 섭취에 대한 항목이 포함되어 있었지만 질문의 스타일은 연구마다 달랐습니다. 따라서 본 연구에서는 모든 음료의 총 알코올 섭취량만 노출로 사용했습니다. 일본에서는 go가 알코올 섭취량을 측정하는 데 가장 일반적으로 사용되는 단위입니다. 사케 (쌀 와인) 1go 는 180mL에 해당하며 약 23g의 에탄올을 포함합니다.
총 알코올 섭취량에 따라 참가자는 다음과 같이 분류되었습니다.남성의 경우 비음주자(전혀 음주하지 않음 및 과거 음주자), 가끔 음주자(일주일에 한 번 미만 음주), 규칙적 음주자(일주일에 한 번 이상 음주: <23, 23~<46, 46~<69, 69~<92, ≥92 g/d 에탄올)로 정의됨);여성의 경우 비음주자, 가끔 음주자, 규칙적 음주자(<23 및 ≥23 g/d 에탄올)로 분류되었습니다.매우 높은 알코올 섭취량을 가진 사람들은 각 연구에서 식품 섭취 빈도 설문지로 추정된 이러한 높은 알코올 섭취량을 제외하지 않았기 때문에 가장 높은 범주로 분류되었습니다.민감도 분석은 JPHC-II, JACC, MIYAGI, OHSAKI 및 LSS에서 전혀 음주하지 않는 사람을 기준 그룹으로 설정하여 수행되었으며, 이 경우 과거 음주자와 비음주자를 분리했습니다. 또한 우리는 가끔 술을 마시는 사람과 규칙적으로 술을 마시는 사람을 각각 주 3회 미만과 주 3회 이상 마시는 사람으로 정의하는 추가적인 민감도 분석을 실시했습니다. 이 분석에서 LSS는 설문지 형식 때문에 규칙적으로 술을 마시는 사람을 주 5회 이상 마시는 사람으로 정의했습니다.
자가 보고 알코올 섭취량과 식이 기록 간의 상관 계수는 JPHC-I의 경우 남성은 0.79, 여성은 0.44였고, JPHC-II의 경우 남성은 30 , 여성은 0.59, 0.40이었고, MIYAGI의 경우 남성은 31 , 여성은 0.77, 0.71이었고, OHSAKI의 경우 남성은 32 , 0.70이었습니다. 33 JACC의 알코올 섭취 평가 타당성에 대한 정보는 없었지만, 이 연구에서는 MIYAGI에서 사용한 것과 동일한 알코올 섭취 설문지를 사용했습니다. LSS도 알코올 섭취에 대해 유사한 설문지를 사용했지만, 검증 연구는 수행되지 않았습니다. 34
2.3. 후속 조치 및 사례 확인
참가자들은 기준 조사(JPHC-I, 1990; JPHC-II, 1993-1994; JACC, 1988-1990; MIYAGI, 1990; OHSAKI, 1994; LSS, 1991)부터 각 연구의 암 발생에 대한 마지막 추적 날짜(JPHC-I, 2013; JPHC-II, 2013; JACC, 2009; MIYAGI, 2014; OHSAKI, 2008; LSS, 2003)까지 추적되었습니다. 이는 표에 나와 있습니다. 1. 생명 상태는 거주 등록을 통해 확인되었습니다. 사망 원인에 대한 정보는 사망 증명서에서 얻었고, 사망 원인은 국제 질병 분류 10차 개정판에 따라 코드화되었습니다. 암 진단에 대한 정보는 인구 기반 암 등록부와 주요 지역 병원의 활성 환자 알림을 사용하여 수집되었습니다. JACC에서 암 진단에 대한 정보는 45개 연구 지역 중 24개에서 수집되었습니다. 사례는 ICD-O-3을 사용하여 코드화되었습니다.
본 연구의 결과는 각 연구의 추적 기간 동안 진단된 위암 발생률(ICD-O-3, 지형 코드 C16)로 정의되었습니다. 사망 증명서의 사망 원인에 대한 정보는 암 진단에 대한 등록 및 병원 데이터를 보완하는 데 사용되었습니다. 사망 증명서로 확인된 위암 사례의 진단 날짜에 대한 정보를 사용할 수 없는 경우 위암으로 인한 사망 날짜를 진단 날짜로 사용했습니다. 하위 부위별 위암 발생률에 대한 정보를 통해 알코올 섭취와 위암 하위 부위 위험 간의 연관성을 평가할 수 있었습니다. 따라서 위암 사례를 근위부(상부 1/3)(ICD-O-3, 지형 코드 C16.0-C16.1)와 원위부(하부 2/3)(C16.2-C16.6)로 분류했습니다. 하위 부위에 대한 정보가 없는 위암 사례는 하위 부위별 분석에 포함되지 않았습니다.
2.4. 통계 분석
각 연구의 기준 조사일부터 위암 진단일, 연구 지역에서의 이주일, 사망일 또는 추적 조사 종료일까지 추적 조사의 인년을 계산했습니다. 각 연구에서는 Cox 비례 위험 회귀 모델을 사용하여 다음 5개 모델에서 알코올 섭취에 따른 위암 발생률에 대한 성별별 HR을 95% CI로 추정했습니다. 모델 1은 연령과 지역(JPHC-I, JPHC-II, JACC 및 LSS만 해당)에 따라 조정되었습니다. 모델 2는 모델 1의 공변량과 흡연 상태(남성의 경우 팩년: 0, <20, 20~<40 또는 ≥40; 여성의 경우 팩년: 0, <20, ≥20) 및 당뇨병 병력(예, 아니요)에 따라 조정되었습니다. 모델 3은 모델 2의 공변량과 총 에너지 섭취량(사분위수), 야채 섭취량(사분위수), 과일 섭취량(사분위수), 소금 섭취량(사분위수), 녹차 소비량(컵/일: <1, 1-2, 3-4, ≥5)에 대해 조정되었습니다. 모델 4와 5에서는 각각 모델 2와 3에서 기준선으로부터 3년 이내에 위암 진단을 받은 참가자를 제외했습니다. 누락된 데이터에 대한 지표 용어는 범주형 공변량에 대해 생성되었습니다. 흡연자의 팩 연도는 (일일 담배 소비량[담배 수/일]) × (흡연 기간[년])/20으로 계산했습니다. 식이 섭취량은 대상을 사분위수로 분류하기 전에 잔차법을 사용하여 총 에너지 섭취량에 대해 조정되었습니다. 35 추세 연관성은 알코올 섭취량이 10g/일 증가할 때의 HR과 비음주자와 가끔 음주하는 사람을 알코올 섭취에 대해 0으로 정의한 해당 모델에서 표준 오차를 계산하여 평가했습니다. 하위 사이트별 분석에서 결과가 없는 사람은 위험에 처한 것으로 간주되었습니다. 각 연구는 또한 흡연 상태(비흡연자 또는 흡연 경험자)에 따른 음주와 위암 발병률 간의 연관성에 대한 하위 그룹 분석을 수행했습니다. 흡연 경험자에 대한 해당 모델에서 팩 연도를 통제했습니다. 위험에 대한 음주와 흡연 상태 간의 상호 작용도 상호 작용을 나타내는 교차곱 항목(에탄올 섭취량[연속 변수] × 흡연 상태[경험 있음 대 전혀 없음])을 포함하는 모델로 평가했습니다.
개별 연구에서 알코올 섭취 범주에 따른 위암의 HR에 대한 단일 통합 추정치를 얻기 위해, 연구 내 및 연구 간 변동을 모두 고려하는 임의 효과 모형을 사용했습니다. 36 한 알코올 섭취 범주에 대한 사례가 없는 한 연구는 해당 범주에 대한 통합 추정치에 포함되지 않았습니다. LSS는 식이 섭취에 대한 사용 가능한 데이터가 없기 때문에 모델 3 또는 5에 포함되지 않았습니다. 연구 간의 이질성은 Q 통계량과 I 2 통계량을 사용하여 평가했습니다. 음주와 흡연 상태 간의 상관 관계는 개별 연구의 통합 분포를 기반으로 한 Cochran–Mantel–Haenszel 검정으로 검정했습니다. 위험에 대한 음주와 흡연 상태 간의 단일 통합 상호 작용을 평가하기 위해, 모든 코호트 연구에서 위암의 HR에 대한 단일 통합 추정치를 얻는 데 사용한 것과 같은 방식으로 임의 효과 모형을 사용했습니다. 통계 분석은 Stata 통계 소프트웨어 버전 13.1(StataCorp)을 사용하여 수행했습니다. 양측 P 값 < .05는 통계적으로 유의한 것으로 간주되었습니다.
3. 결과
이 연구에는 4,265,551인-년의 추적 조사 기간 동안 256,478명의 참가자(119,951명의 남성과 136,527명의 여성)와 8,586건의 위암 사례(6,051명의 남성과 2,535명의 여성)가 포함되었습니다. 이는 표에 나와 있습니다. 1약 절반의 남성이 습관적으로 23.0g/d 이상의 에탄올을 섭취하는 반면, 여성의 경우 이 양을 섭취하는 사람은 3%에 불과했습니다.
테이블 2남성의 알코올 섭취와 위암 위험 간의 연관성을 보여줍니다. 알코올 섭취량이 많은 남성은 위암 위험이 유의하게 더 높았습니다. 비음주자와 비교했을 때, 가끔 술을 마시는 사람의 위암에 대한 다변량 조정 HR(95% CI)은 1.00(0.87-1.15)이었고, 에탄올 <23 g/d의 경우 1.00(0.91-1.11), 23~<46 g/d의 경우 1.09(1.01-1.18), 46~<69 g/d의 경우 1.18(1.09-1.29), 69~<92 g/d의 경우 1.21(1.05-1.39), ≥92 g/d의 경우 1.29(1.11-1.51)였습니다(나이, 연구 지역, 흡연 상태, 당뇨병 병력에 대한 조정이 적용된 모델 2). ≥92g/d 범주의 알코올 섭취량 중앙값은 115g/d(범위, 92-4495)였습니다. 에탄올이 10g/d 증가한 경우의 HR(95% CI)은 1.023(1.011-1.035)이었지만 연구 간 이질성 검정은 통계적으로 유의미했습니다( P = .019). 모델 3에서 총 에너지, 야채, 과일, 소금, 녹차 섭취량에 대한 추가 조정은 결과를 크게 바꾸지 않았습니다. 모델 4와 5 모두에서 기준선에서 3년 이내에 위암 진단을 받은 참가자를 제외한 후에도 결과는 변하지 않았습니다. 위암 하위 부위별 분석 결과, 과음자의 위험에 대한 점 추정치는 근위부 암에서 원위부 암보다 더 컸습니다. 비음주자와 비교했을 때, 모델 2에서 ≥92 g/d의 다변량 조정 HR(95% CI)은 근위부 암의 경우 1.69(1.15-2.47)이고 원위부 암의 경우 1.24(0.99-1.55)였습니다. 이러한 결과는 표 S1에서 볼 수 있듯이 JPHC-II, JACC, MIYAGI, OHSAKI 및 LSS의 데이터를 사용하여 민감도 분석으로 과거 음주자를 비음주자와 분리했을 때 거의 동일했습니다. 규칙적인 음주자를 주 3회 이상(LSS의 경우에만 주 5회 이상) 음주자로 정의했을 때 연관성은 거의 변하지 않았습니다. 비음주자와 비교했을 때, 모델 2에서 ≥92 g/d에 대한 다변량 조정 HR(95% CI)은 모든 위암의 경우 1.29(1.10-1.51), 근위부 암의 경우 1.69(1.15-2.49), 원위부 암의 경우 1.24(0.98-1.55)였습니다. 에탄올 10g/d 증가(모델 2)에 대한 HR(95% CI)은 모든 위암의 경우 1.022(1.010-1.035), 근위부 암의 경우 1.016(1.002-1.029), 원위부 암의 경우 1.022(1.009-1.036)였습니다. 그림 1모델 2에서 남성의 비음주자와 비교하여 ≥92 g/d 에탄올을 마시는 사람들의 위암 HR(95% CI)에 대한 포레스트 플롯을 보여줍니다. 그림 2모델 2에서 남성의 에탄올 10g/일 증가에 따른 위암의 HR(95% CI)에 대한 포레스트 플롯을 보여줍니다. 통합 분석에서 거의 모든 코호트는 알코올 섭취와 위암 위험 사이에 유의하거나 유의하지 않은 긍정적 연관성을 보였습니다.
테이블 3여성의 알코올 섭취와 위암 위험 간의 연관성을 보여줍니다. ≥23 g/d 에탄올 섭취는 위암 위험과 양의 연관성을 보였지만 유의하지는 않았습니다. 비음주자와 비교했을 때, 모델 2에서 가끔 술을 마시는 사람의 위암에 대한 다변량 조정 HR(95% CI)은 0.93(0.80-1.08)이었고, <23 g/d의 경우 0.85(0.74-0.99)였으며, 규칙적으로 술을 마시는 사람의 경우 ≥23 g/d 에탄올의 경우 1.22(0.98-1.53)였습니다. ≥23 g/d 범주의 알코올 섭취량 중앙값은 34 g/d(범위, 23-2297)였습니다. 에탄올 10g/d 증가에 따른 위암의 HR(95% CI)은 1.031(0.984-1.079)이었으며 연구 간 유의한 이질성은 없었습니다( P = .259). 모델 3에서 식이 섭취에 대한 추가 조정은 연관성을 강화했습니다. 비음주자와 비교했을 때, 위암 위험의 다변량 조정 HR(95% CI)은 ≥23g/d 에탄올에 대해 1.38(1.10-1.74)이었습니다. 이러한 결과는 모델 4와 5 모두에서 기준선에서 3년 이내에 위암 진단을 받은 참가자를 제외한 후에도 본질적으로 변하지 않았습니다. 남성의 경우와 마찬가지로 위암 하위 부위별로 계층화된 분석은 알코올 섭취와 관련된 위험의 점 추정치가 근위부 암에서 원위부 암보다 더 컸지만 연관성은 통계적으로 유의하지 않았습니다. 비음주자와 비교했을 때, 모델 2에서 ≥23 g/d 에탄올의 다변량 조정 HR(95% CI)은 근위부 암의 경우 1.60(0.76-3.37)이었고 원위부 암의 경우 1.18(0.88-1.57)이었습니다. JPHC-II, JACC, MIYAGI, OHSAKI 및 LSS의 데이터를 사용하여 민감도 분석으로 과거 음주자와 비음주자를 분리했을 때에도 결과는 본질적으로 변하지 않았습니다(표 S2 참조 ). 규칙적인 음주자를 주 3회 이상(LSS의 경우에만 주 5회 이상) 음주자로 정의했을 때 연관성은 거의 변하지 않았습니다. 비음주자와 비교했을 때, 모델 2에서 ≥23 g/d에 대한 위암의 다변량 조정 HR(95% CI)은 모든 위암의 경우 1.27(1.01-1.60), 근위부 암의 경우 1.86(0.88-3.92), 원위부 암의 경우 1.21(0.88-1.64)이었습니다. 에탄올 10g/d 증가(모델 2)에 대한 HR(95% CI)은 모든 위암의 경우 1.031(0.987-1.077), 근위부 암의 경우 1.031(0.959-1.107), 원위부 암의 경우 1.044(0.991-1.101)였습니다. 그림 3모델 2에서 여성의 비음주자와 비교하여 ≥23 g/d 에탄올을 마시는 사람들의 위암 HR(95% CI)에 대한 포레스트 플롯을 보여줍니다. 그림 4모델 2에서 여성의 에탄올 섭취 10g/d 증가에 따른 위암의 HR(95% CI)에 대한 포리스트 플롯을 보여줍니다.
개별 연구의 통합 분포를 기반으로 남성과 여성 모두에서 음주와 흡연 상태 간의 양의 상관관계가 관찰되었습니다( 각각 P < .001). 따라서 우리는 표 S3 및 S4 (남성)와 표 S5 및 S6 (여성 )에 표시된 대로 흡연 상태(비흡연자 또는 흡연 경험자)에 따른 알코올 섭취와 위암 위험 간의 연관성을 탐구했습니다. 연관성의 방향은 전반적인 결과와 본질적으로 동일했지만 남성 비흡연자와 여성 흡연 경험자의 위암 사례 수는 적었습니다. 남성의 모든 모델에서 위암 위험에 대한 음주와 흡연 상태 간의 유의한 상호 작용은 감지되지 않았습니다( P > .10). 하지만 여성의 상호 작용은 모델 1-3에서 유의했지만( 각각 P = .003, .001 및 .001) 모델 4-5에서는 유의하지 않았습니다( P > .10).
4. 토론
일본에서 250,000명 이상의 참여자와 8,500건의 위암 사례를 대상으로 실시한 인구 기반 코호트 연구에 대한 이 통합 분석에서, 우리는 남성 규칙적 음주자가 비음주자보다 위암 위험이 더 높다는 것을 발견했습니다. 기준선에서 3년 이내에 위암 진단을 받은 참여자를 제외한 후에도 긍정적인 연관성은 크게 변하지 않았습니다. 이러한 연관성은 남성 과음자에게서 특히 두드러졌습니다. 과음자는 원위부 암보다 근위부 암에 대한 위험의 점 추정치가 더 컸습니다.
알코올 섭취와 위암 위험 간의 연관성에 대한 이러한 연구 결과는 Tramacere 등이 수행한 최근의 대규모 메타분석 14 의 결과와 일치합니다. 주로 유럽과 미국의 코호트 및 사례 대조 연구입니다. 여기서 관찰된 중간 및 과음자의 위암 위험은 Tramacere 등의 결과와 유사했습니다. 남성의 위암에 대한 다변량 조정 HR(95% CI)은 비음주자와 비교하여 46~<69 g/d의 경우 1.18(1.09~1.29), 69~<92 g/d의 경우 1.21(1.05~1.39), ≥92 g/d의 경우 1.29(1.11~1.51)였습니다. Tramacere 등은 ≥4잔/일(≥50g/일 에탄올)의 폭음자는 비음주자에 비해 상대 위험도가 1.20(95% CI, 1.01‐1.44)임을 발견했습니다. 그들의 하위 그룹 분석은 아시아에서 폭음과 위암 위험 사이에 연관성이 없음을 보여주었지만, 본 연구에서는 각 연구의 원래 데이터와 연구 전체에서 공통적인 알코올 섭취 범주에 대한 양적 통합 분석을 사용하여 ≥50g/일 에탄올을 마시는 사람이 위암 위험이 유의하게 더 높았다는 것을 발견했습니다. 우리의 발견은 또한 세계암연구기금/미국암연구소의 보고서와 일치하는데, 이 보고서는 약 45g/일 에탄올(하루 약 3잔) 이상의 알코올 섭취가 위암 위험과 관련이 있을 가능성이 있다고 지적했습니다. 37
적당한 음주를 하는 일본인은 위암 위험이 증가할 수 있습니다. 알코올 대사는 발암 물질인 아세트알데히드를 생성하고 ALDH2 효소는 유해한 알코올 관련 아세트알데히드를 무해한 아세트산으로 산화하는 데 중요한 역할을 합니다. 이 활동은 ALDH2 유전자(rs671)의 다형성에 따라 달라집니다. 38 비활성 ALDH2 대립유전자를 가진 개인은 음주 후 더 높은 농도의 아세트알데히드에 노출됩니다. 일본 인구의 약 40%가 비활성 ALDH2 효소를 가지고 있는 반면 39 비활성 ALDH2 효소를 가진 유럽인과 미국인은 거의 없습니다. 40 흥미롭게도 일본에서 진행된 두 건의 사례 대조 연구에서 ALDH2 다형성(rs671), 알코올 섭취 및 위암 위험 간에 상당한 연관성과 상호 작용이 있는 것으로 나타났으며 41 , 42 비활성 ALDH2 대립유전자를 가진 음주자는 상동 접합 활성 대립유전자를 가진 비음주자에 비해 위암 위험이 더 높았습니다. 영어: 비활성 ALDH2 대립유전자가 동아시아인에게만 특이적이라는 점을 감안할 때, 40 알코올 섭취는 유럽 및 미국 인구보다 동아시아 인구에서 위암 위험에 더 큰 영향을 미칠 수 있습니다. Tramacere et al 14 의 메타분석에서 하위 그룹 분석 이 비아시아 국가에서 음주자의 위암 위험이 비음주자에 비해 상당히 증가했지만 아시아에서는 그렇지 않았다는 점은 흥미롭습니다. HR(95% CI)은 각각 1.12(1.01-1.24)와 1.02(0.95-1.09)였습니다. 그러나 이러한 연관성은 두 지역 간의 알코올 섭취량의 차이에서 비롯될 수 있는데, 비활성 ALDH2 대립유전자가 없는 음주자 ( 즉, 유럽 및 미국 인구의 대부분 음주자)는 이러한 대립유전자가 있는 음주자보다 더 많은 알코올을 소비할 수 있기 때문입니다. 두 사례 대조 연구에서 수행된 매개 분석은 또한 비활성 ALDH2 대립유전자를 가진 개인이 알코올 섭취로 인해 위에 두 가지 상반된 효과를 겪는다는 것을 시사합니다. 즉, 발암 효과(즉, 음주 후 ALDH2 효소 활동 감소로 인해 알코올 관련 아세트알데히드가 증가하여 매개되는 직접 효과)와 보호 효과(즉, 음주 행동의 변화로 매개되는 간접 효과)입니다 .42 , 43 따라서 알코올 섭취량과 ALDH2 다형성(rs671)의 직접 및 간접 효과는 복잡한 방식으로 알코올 섭취와 관련된 위암 위험과 관련이 있을 수 있습니다. 일본의 중첩 사례 대조 연구에서도 ALDH2를 포함한 알코올 대사와 관련된 유전자가다형성(rs671)은 알코올 섭취와 위암 위험 간의 연관성과 상호 작용했습니다. 44 해당 연구에서 비활성 ALDH2 대립유전자가 있는 개인이 주당 ≥150g의 에탄올을 섭취한 경우 대립유전자가 없는 개인이 주당 0~<150g을 섭취한 경우보다 위암 위험이 유의하게 높았습니다. 다변량 조정 교차비는 2.08(95% CI, 1.05-4.12)이었습니다( 상호 작용에 대한 P = .08).
우리는 폭음자가 근위부 암에 대한 위험의 점 추정치가 원위부 암보다 더 크다는 것을 보여주었고, Tramacere et al 14 은 알코올 섭취가 심장부 위암보다는 비심장부 위암과 (의미 없게) 연관되어 있다고 보고했습니다. 그 연구에서 ≥50 g/d 에탄올을 마시는 사람은 비음주자에 비해 위 비심장부 위암에 대한 요약 상대 위험도가 1.17(95% CI, 0.78-1.75)이고 위 심장부 위암에 대한 요약 상대 위험도가 0.99(0.67-1.47)였습니다. 이러한 결과가 우리의 결과와 다른 이유는 불분명하지만, 연구 지역의 차이 때문일 수도 있습니다. 예를 들어, H. pylori 감염으로 인한 비심장부 위암 사례 와 비활성 ALDH2 효소를 가진 개인은 유럽과 미국 인구보다 일본 인구를 포함한 동아시아 인구에서 훨씬 더 흔합니다. 40 , 45 Tramacere et al 14 의 메타분석은 주로 서양 인구를 대상으로 했기 때문에, 그들의 연구 결과는 하위 부위별 위암 위험과 알코올 섭취의 서양 특유의 연관성을 반영할 수 있습니다. 그러나 미국에서 490,000명 이상의 참여자가 있는 최근의 대규모 코호트 연구에서는 알코올 섭취량 증가와 위 비심장암 사이에 연관성이 없음을 발견했습니다. 15 하위 부위 간 위암 위험과 알코올 섭취의 연관성에서 관찰된 차이는 서로 다른 위험 요인에 의해 매개될 수 있습니다. 관련 요인과 메커니즘을 밝히기 위해서는 추가 연구가 필요합니다.
우리는 6개의 대규모 코호트 연구의 데이터에 대한 통합 분석을 사용하여 일본인 사이에서 알코올 섭취와 위암 위험 사이의 긍정적 연관성에 대한 증거를 제공했습니다. 이 연구의 강점은 분석된 모든 연구가 전향적 설계, 많은 수의 위암 사례가 있는 대규모 인구, 긴 추적 기간을 가지고 있었고, 알코올 섭취를 평가하기 위해 검증된 설문지를 사용했으며, 여러 교란 요인을 조정했다는 것입니다. 연구 간에 공통적인 알코올 섭취 범주를 사용하는 통합 분석을 통해 알코올 섭취와 위암 간의 용량-반응 관계를 적절하게 조사할 수 있었습니다. 개별 연구의 데이터 세트를 사용하는 통합 분석은 출판물의 데이터를 사용하는 메타 분석보다 노출과 결과 간의 연관성에 대한 더 정확한 추정치를 제공합니다. 46 우리의 연구 결과는 일본 인구뿐만 아니라 위암의 높은 발생률, H. pylori 감염의 높은 유병률, 유전적 배경과 같은 많은 요소를 공유하기 때문에 다른 동아시아 인구에도 적용될 수 있습니다. 1 , 40 , 45 그러나 다음과 같은 한계를 고려해야 합니다. 첫째, 우리는 H. pylori 유병률의 영향을 고려하지 않았습니다 . pylori 감염이 알코올 섭취와 위암의 연관성에 미치는 영향은 알려져 있지만, 이는 위암의 강력한 위험 요인입니다. 2 여러 단면 연구에서 알코올 섭취가 H. pylori 감염과 관련이 없음을 보여주었습니다. 47 , 48 또한 IARC는 H. pylori 감염에 의한 교란 요인이 주요 문제가 아니라고 말합니다. 49 그러나 알코올 섭취가 H. pylori 감염 과 관련이 있다면 알코올 섭취와 위암의 연관성을 교란할 수 있습니다. 흥미롭게도 대규모 사례 대조 연구 통합 분석에서 알코올 섭취와 H. pylori 감염 사이에 위암 위험에 대한 상당한 상호 작용이 나타났습니다(즉, 알코올 섭취와 H. pylori 감염 이 위암 위험에 미치는 상승적 긍정적 효과). 50 따라서 H. pylori 감염 을 고려한 추가 연구가 필요 합니다 . 둘째, 참가자의 유전적 배경(예: ALDH2다형성)과 알코올 대사가 알코올 섭취와 위암의 연관성에 미치는 영향. 이전의 사례 대조 연구와 중첩 사례 대조 연구에서 알코올 섭취와 위암 위험 간의 연관성에 ALDH2 다형성이 중요한 역할을 한다는 것이 제시되었으므로, 이 역할을 조사하는 코호트 연구 41 , 42 , 43 , 44 위암 위험에 대한 알코올 섭취의 영향을 더욱 명확히 밝힐 수 있을 것입니다. 셋째, 여성에서 폭음과 위암 위험 간의 연관성을 조사하지 않았는데, 여성 폭음자의 수가 적었기 때문입니다. 넷째, 흡연 상태에 따른 통계적 조정이나 하위 그룹 분석을 통해 흡연의 교란 효과를 통제했지만, 흡연의 잔여 교란 효과를 완전히 배제하기는 어렵습니다. 여성의 위암 위험에 대해 음주와 흡연 상태 간에 유의미한 상호 작용을 발견했지만, 여성 흡연자의 위암 사례 수는 제한적이었습니다. 또한 남성 비흡연자의 폭음자가 제한적이었기 때문에 연관성을 확인하려면 추가 조사가 필요합니다. 다섯째, 기준선에서 자가 관리 설문지를 사용하여 알코올 섭취량을 평가한 것은 각 연구에서 오분류로 이어질 수 있습니다. 그러나 존재했다면 이는 차별적이지 않았고 연관성을 과소평가하는 결과를 낳았을 것입니다. 음주에 대한 정보 편향의 차이는 위암이 있는 참가자와 없는 참가자 간에 발생하지 않았을 것입니다. 이 정보는 위암 진단 전에 기록되었기 때문입니다. 마지막으로, 기준선에서만 정보를 얻었기 때문에 후속 기간 동안 음주 습관의 변화와 잠재적 교란 요인(예: 흡연)을 고려할 수 없었습니다. 사람들은 다양한 이유로 나이가 들면서 알코올 섭취량을 줄이는 경향이 있으므로 후속 기간 동안 알코올 섭취량을 과대평가할 수 있습니다. 과대평가된 노출은 연관성을 과소평가하는 결과를 초래할 수 있습니다.
결론적으로, 우리는 인구 기반 코호트 연구의 통합 분석을 사용하여 남성의 알코올 섭취와 위암 위험 사이의 긍정적 연관성에 대한 증거를 제공합니다. 이 관계에 대한 더 나은 이해는 의사와 정책 입안자가 알코올 섭취로 인한 위암 위험을 줄이기 위한 개입 전략을 개발하는 데 도움이 될 수 있습니다.
감사의 말
이 연구는 국립암센터 연구개발비(30-A-15, 27-A-4, 24-A-3)와 일본 보건노동복지부의 제3기 종합암관리연구를 위한 보건노동과학연구비(H21-3jigan-ippan-003, H18-3jigan-ippan-001, H16-3jigan-010)의 지원을 받았습니다. 일본 히로시마와 나가사키의 방사선영향연구재단(RERF)은 일본 보건노동복지부와 미국 에너지부의 지원을 받는 공익법인입니다. 이 간행물은 RERF 연구 프로토콜 A2-15의 지원을 받았습니다. 저자의 견해는 반드시 두 정부의 견해를 반영하는 것은 아닙니다.
연구 그룹의 구성원은 이노우에 마나미(수석 연구원), 사라 K. 아베, 이와사키 모토키, 무토 미치히로, 사이토 에이코, 사와다 노리에, 시마즈 타이치, 다나카 시오리, 쓰가네 쇼이치로, 야마지 타이키, 하드리엔 샤르바트(~)로 구성됩니다. 2017), 오타니 테츠야(2006년까지), 사사즈키 시즈카(2017년까지)(도쿄 국립암센터); 타마코시 아키코(2018년까지)(홋카이도대학교, 삿포로); 스가와라 유미, 쓰지 이치로, 니시노 요시카즈(~2006년), 쓰보노 요시타카(~2003년)(센다이 도호쿠 대학); 미조우에 테츠야(도쿄 국립세계보건의료센터); 노무라 슈헤이(도쿄대학, 도쿄); 스즈키 히데카즈(도쿄 게이오대학교); 이토 히데미, 마츠오 케이타로, 오제 이사오(나고야 아이치 암 센터); 와카이 켄지(2017년까지)(나고야대학교, 나고야); 린잉송(아이치현 아이치 의과대학); Chisato Nagata, Keiko Wada (기후 대학, 기후); 기타무라 테츠히사, 기타무라 유리(2019년까지)(오사카대학교, 오사카); 나카야마 토미오(2017년까지)(오사카 국제암연구소); 마리코 나이토(히로시마 히로시마 대학); 오자사 코타로, 우타다 마이, 사다카네 아츠코(2019년까지)(방사선영향연구재단, 히로시마); 다나카 케이타로(사가대학교)
노트
Tamura T, Wakai K, Lin Y, et al; 일본의 암 예방 전략 개발 및 평가 연구 그룹을 위해. 일본의 알코올 섭취와 위암 위험: 6개 코호트 연구의 통합 분석 . Cancer Sci.2022 ; 113 :261–276. doi: 10.1111/cas.15172 [ PMC 무료 기사 ] [ PubMed ] [ CrossRef ] [ Google Scholar ]
자금 정보
국립암센터 연구개발비, 지원/수여 번호: 30‐A‐15, 27‐A‐4, 24‐A‐3; 일본 보건노동복지부의 제3기 암 종합관리 연구를 위한 보건노동과학 연구비, 지원/수여 번호: H21‐3jigan‐ippan‐003, H18‐3jigan‐ippan‐001, H16‐3jigan‐010.
[2021년 12월 10일 첫 온라인 출판 이후 수정 추가: 20번째 저자의 이름이 '마마미'에서 '마나미'로 수정되었습니다.]
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