Ран Джанг

1 Департамент по хранене, Харвард T. H. Chan School of Public Health, Бостън, Масачузетс

консумация

2 Департамент по епидемиология, Харвард Т. Х. Училище за обществено здраве, Бостън, Масачузетс

Xuehong Zhang

3 Чанинг отдел по мрежова медицина, Медицински отдел, Brigham and Women’s Hospital и Harvard Medical School, Бостън, Масачузетс

Кана Ву

1 Департамент по хранене, Харвард T. H. Chan School of Public Health, Бостън, Масачузетс

Хонгю Ву

1 Департамент по хранене, Харвард T. H. Chan School of Public Health, Бостън, Масачузетс

Ци Слънце

1 Департамент по хранене, Харвард T. H. Chan School of Public Health, Бостън, Масачузетс

3 Channing Division of Network Medicine, Department of Medicine, Brigham and Women’s Hospital и Harvard Medical School, Бостън, Масачузетс

Франк Б. Ху

1 Департамент по хранене, Харвард T. H. Chan School of Public Health, Бостън, Масачузетс

2 Департамент по епидемиология, Харвард Т. Х. Училище за обществено здраве, Бостън, Масачузетс

3 Channing Division of Network Medicine, Department of Medicine, Brigham and Women’s Hospital и Harvard Medical School, Бостън, Масачузетс

Джали Хан

2 Департамент по епидемиология, Харвард Т. Х. Училище за обществено здраве, Бостън, Масачузетс

3 Channing Division of Network Medicine, Department of Medicine, Brigham and Women’s Hospital и Harvard Medical School, Бостън, Масачузетс

4 Катедра по обществено здраве, Медицински факултет на Университета в Индиана, Индианаполис, IN

Уолтър К. Уилет

1 Департамент по хранене, Харвард T. H. Chan School of Public Health, Бостън, Масачузетс

2 Департамент по епидемиология, Харвард Т. Х. Училище за обществено здраве, Бостън, Масачузетс

3 Channing Division of Network Medicine, Department of Medicine, Brigham and Women’s Hospital и Harvard Medical School, Бостън, Масачузетс

Едуард Л. Джованнучи

1 Департамент по хранене, Харвард T. H. Chan School of Public Health, Бостън, Масачузетс

2 Департамент по епидемиология, Харвард Т. Х. Училище за обществено здраве, Бостън, Масачузетс

3 Channing Division of Network Medicine, Department of Medicine, Brigham and Women’s Hospital и Harvard Medical School, Бостън, Масачузетс

Свързани данни

Резюме

Въведение

Неолющеният ориз е основен компонент на глобалното предлагане на храни, като служи като основен продукт за над 50% от световното население 1. В сравнение с азиатските страни, консумацията на ориз на глава от населението в САЩ е много по-ниска със значителни различия между етническите групи 2. Белият ориз, като смляно зърно с отстранена обвивка, трици и зародиши, има по-фина текстура и по-дълъг срок на годност. За разлика от тях, кафявият ориз е пълнозърнест, произведен само чрез отстраняване на най-външния слой (обвивка) и по този начин съдържа повече хранителни фибри, минерали и биологично активни вещества 3-6 .

Както от 2012 г., така и от 2014 г. Consumer Reports твърдят, че „пробите от бял ориз, кафяв ориз и оризови зърнени закуски, които много възрастни и деца в САЩ ядат, могат да съдържат тревожни нива на арсен“ 7. Докато арсенът е естествен елемент, намиращ се във въздуха, почвата, водата и храните, неорганичният арсен е свързан с различни видове рак, включително тези на белите дробове, черния дроб, пикочния мехур, бъбреците и кожата 8-12. Въпреки това остава неясно дали приемът на арсен на нивата, открити в ориза, е свързан с риск от рак на човека.

Следователно проведохме това първо проучване, за да оценим изчерпателно дали хората с относително големи количества консумация на ориз в продължение на десетилетия имат по-висок риск от развитие на рак. По-конкретно, ние използвахме уникални данни от три добре установени текущи бъдещи кохорти, Проучване за здравето на женските медицински сестри и Проучване за здравословното състояние на медицинските сестри II и Проучването за проследяване на здравните специалисти при мъжете. Във всяка кохорта сме събрали подробна информация за консумацията на бял ориз и кафяв ориз на всеки 4 години в продължение на до 26 години.

Материали и методи

Проучвайте популация

Използвахме данните от три текущи бъдещи американски кохорти: Проучване на здравето на медицинските сестри (NHS, n = 121 700 регистрирани жени медицински сестри, на възраст от 30 до 55 години на изходно ниво през 1976 г.), Здравно проучване на медицинските сестри II (NHS II, n = 116 609 регистрирани жени медицински сестри, на възраст от 25 до 42 години на изходно ниво през 1989 г.), и Проучване за проследяване на здравните специалисти (HPFS, n = 51 529 специалисти от мъжки пол, на възраст от 40 до 75 години на изходно ниво през 1986 г.). Подробности за тези три кохорти са описани на други места 13-15. И в трите кохорти участниците в записването попълниха базови въпросници относно начина на живот, диетата и новодиагностицираните заболявания. По време на проследяването се прилагаха въпросници на всеки 2 години за актуализиране на медицинската информация, начина на живот и друга свързана със здравето информация. Процентът на проследяване е по-голям от 90% за всяка кохорта.

В настоящия анализ изключихме участниците с диагноза рак на изходно ниво и тези с липсваща дата на диагноза рак. Освен това изключихме участниците с липсваща информация за консумацията на ориз на изходно ниво, тези с необичаен самоотчитан общ енергиен прием (т.е. 3500 kcal/ден за NHS и NHS II; 4200 kcal/ден за HPFS). След изключване, данните от 70 144 (от 81 755) участници в NHS, 90 264 (от 95 452) участници в NHS II и 45 231 (от 51 530) участници в HPFS бяха на разположение за анализ.

Тези кохорти са одобрени от институционалните съвети за преглед в Харвардското училище за пубик Хийт и Бригам и Болница за жени, Бостън, Масачузетс. Счита се, че попълването на самоуправляващия се въпросник предполага информирано съгласие.

Оценка на консумацията на ориз

Информацията за консумацията на ориз е оценена за първи път през 1980 г. при участниците в NHS, като се използва валидиран полуколичествен въпросник за честотата на храните (SFFQ) и се повтаря през 1984, 1986 и на всеки 4 години след това. Подобни SFFQ бяха администрирани на всеки 4 години за участниците в NHS II през 1991 до 2009 г. и за участниците в HPFS през 1986 до 2008 г. Във всеки SFFQ попитахме участниците колко често средно през последната година те консумираха определен размер на порцията от всеки храна, с девет възможни избора на честота, вариращи от „почти никога“ до „6 или повече пъти на ден“. За бял ориз и кафяв ориз използвахме 1 чаша като сервираща единица. Общият прием на ориз се изчислява като сбор от бял ориз и кафяв ориз. В настоящото проучване класифицирахме приема на ориз на участниците в 4 категории (16-19. Оценките на консумацията на бял ориз и кафяв ориз бяха умерено корелирани с оценките на диетата. Например, коригираните коефициенти на корелация на Пиърсън между тези 2 оценки бяха 0,53 за бял ориз и 0,41 за кафяв ориз в HPFS 16 .

Оценка на други ковариати

Други диетични фактори като консумация на червено месо, риба, алкохол, плодове и зеленчуци, пълнозърнести храни, ядки също са събрани от изходното ниво и следващите SFFQ. Приемът на хранителни вещества се изчислява като честотата на приема, умножена по хранителния състав на определения размер на порцията; стойностите на състава са получени главно от източници на Министерството на земеделието на САЩ, допълнени с други данни. Освен това събрахме и актуализирахме информация за медицински, начин на живот и други фактори, свързани със здравето, като телесно тегло, физическа активност, статус на тютюнопушенето, фамилна анамнеза за рак, употреба на мултивитамини и анамнеза за диабет, хипертония и хиперхолестеролемия. В NHS и NHS II ние също поставихме въпрос за употребата на хормони в постменопауза.

Установяване на инцидентни случаи на рак

Във всяка кохорта участниците съобщават за рак и други крайни точки на болестта в двугодишни въпросници. Изследователите получиха разрешение от участниците в изследването, за да получат своите медицински записи и патологични доклади и абстрахираха информацията за анатомичното местоположение, стадия и хистологичния тип на рака. Потвърдените ракови заболявания са дефинирани съгласно Международната класификация на болестите, девета ревизия [ICD-9] 20 .

Статистически анализ

Изчислихме време на проследяване за всеки участник от датата на връщане на изходния въпросник до датата на диагнозата рак, смъртта по някаква причина или края на проследяването (31 май 2010 г. в NHS, 31 май st, 2009 в NHS II и 31 януари 2008 в HPFS), което от двете настъпи първо. Относителните рискове (RR) и 95% доверителни интервали (CI’s) на общия и специфичен за мястото на рака рак бяха оценени с помощта на зависими от времето модели на регресия на Cox пропорционални опасности 21. Всички модели бяха стратифицирани по възраст в месеци и календарно време. При многовариантния анализ ние едновременно контролирахме етническа принадлежност и други фактори, които могат да повлияят на риска от рак (вж. Таблица 2, бележка под линия за тези променливи и техните категории). В NHS и NHS II ние допълнително се приспособихме към употребата на хормони в постменопауза (никога, минали, настоящи). За да представим по-добре дългосрочната диета и да сведем до минимум ефекта от вариациите в човека, използвахме метода на кумулативния среден прием 22. По-конкретно изчислихме кумулативната средна стойност от всички SFFQ до диагностицирането на рак, смърт или края на проследяването. За да се обърнем към липсващата информация за диетата в повтарящи се SFFQ, заменихме липсващите стойности на хранителните променливи с тези от предишната SFFQ.

Таблица 2

Риск от цялостен рак според общия прием на ориз в HPFS, NHS I, nad NHS II

Съкращение: C I, доверителен интервал; HPFS, последващо проучване на здравните специалисти; NHS, Здравно проучване на медицинските сестри

В допълнение към общия рак, ние допълнително проучихме риска от често срещани специфични за мястото на рака заболявания, включително рак на простатата, рак на гърдата, рак на белия дроб, колоректален рак, рак на пикочния мехур, рак на бъбреците и меланом. В NHS II само ракът на гърдата и меланомът бяха включени в специфичния за мястото анализ поради малкия брой случаи на други видове рак. Проведохме и няколко анализа на чувствителността: (1) за обща консумация на ориз изследвахме прием от поне 1 порция/ден; (2) при мъжете изключихме и случаите на рак на простатата, ограничен в органи, тъй като те обикновено се откриват от скрининговия тест за PSA и имат висока честота, но добра прогноза; (3) прилагаме изоставане от 4 до 8 години поради опасения от обратна причинно-следствена връзка, тъй като участниците със субклинично злокачествено заболяване могат да променят диетата си поради заболяването; (4) допълнително проучихме дали асоциациите са модифицирани от етническа принадлежност, статус на пушене и индекс на телесна маса (ИТМ). В нашите 3 кохорти по-голямата част от участниците са европейски американци и не успяхме да имаме стабилна оценка за друга етническа принадлежност поради малкия обем на извадката. Затова ограничихме стратифицирания анализ до европейските американци. По същия начин проведохме анализи, стратифицирани по статус на тютюнопушенето (никога, минало и текущо) и по ИТМ (2).

Тестовете за тенденция бяха проведени чрез присвояване на средната стойност за всяка категория и използване на тази променлива като непрекъсната променлива в моделите. Използвахме метаанализа, приемайки фиксирани ефекти, за да обединим RR от многовариантни модели в трите кохорти. Стойностите на P за хетерогенност между кохортите са изчислени чрез тест на Cochran Q 23. Всички P стойности бяха двустранни и всички статистически процедури бяха извършени с помощта на SAS версия 9.2 (SAS Institute, Cary, NC)

Резултати

Идентифицирахме 15 673 случая на рак при 26 години проследяване в NHS, 5149 случая през 18 години в NHS II и 10 833 случая през 22 години в HPFS. При NHS ракът на гърдата е най-често срещаният рак (n = 5,714; 36,8%), последван от колоректален рак (n = 1,352; 8,7%) и рак на белия дроб (n = 1,205; 7,7%). В NHS II ракът на гърдата е най-често срещаният рак (n = 2,401; 47,0%), а меланомът е следващият често срещан рак (n = 538; 10,4%). При HPFS ракът на простатата е най-често срещаният рак (n = 5060; 46,7%), последван от колоректален рак (n = 1,042; 9,6%) и рак на белия дроб (n = 742; 6,8%).

Базовите характеристики на участниците в изследването според приема на бял ориз и кафяв ориз са показани в таблица 1. При мъжете и жените азиатските участници са по-склонни да имат по-висок прием на бял ориз. Етническата принадлежност не беше силно свързана с приема на кафяв ориз. Въпреки това, по-високата консумация на кафяв ориз като цяло беше свързана с по-здравословни променливи диета и начин на живот, включително по-голямо ниво на физическа активност, по-малко пушене на цигари, повече употреба на мултивитаминни добавки и по-голям прием на плодове, зеленчуци и пълнозърнести храни.

маса 1

Стандартизирани характеристики на изходното ниво според приема на бял ориз и кафяв ориз

Стойностите са средни стойности или проценти и са стандартизирани спрямо възрастовото разпределение на изследваната популация, с изключение на възрастовата променлива; MET-h часа метаболитни еквивалентни задачи; ИТМ = индекс на телесна маса.

Както е показано в таблица 2, дългосрочният общ прием на ориз не е свързан с риск от обща честота на рака. По-конкретно, участниците, които са яли поне 5 порции от ориз на седмица, са имали относителен риск от 0,97 (95% CI 0,85-1,07; P за тенденция 0,37). По същия начин нито приемът на бял ориз (таблица 3), нито приемът на кафяв ориз (таблица 4) не е свързан с общия риск от рак. За същото сравнение мултивариативните RR на общия риск от рак са 0.87 за бял ориз (95% CI 0.75-1.01; P за тенденция 0.17) и 1.07 за кафяв ориз (95% CI 0.90-1.26; P за тенденция 0.97).

Таблица 3

Риск от цялостен рак според приема на бял ориз в HPFS, NHS I и NHS II

Съкращение: CI, доверителен интервал; HPFS, последващо проучване на здравните специалисти; NHS, Здравно проучване на медицинските сестри

Таблица 4

Риск от цялостен рак според приема на кафяв ориз в HPFS, NHS I и NHS II

Съкращение: CI, доверителен интервал; HPFS, последващо проучване на здравните специалисти; NHS, Здравно проучване на медицинските сестри

Съкращение: CI, доверителен интервал; HPFS, последващо проучване на здравните специалисти; NHS, Nurses ’Health Study Всички модели са коригирани според възрастта (години), етническата принадлежност (европейски американци, азиатци, афроамериканци, други), индекса на телесна маса (изчислен като тегло в килограми, разделено на ръст в метри на квадрат; 40). Тези количества арсен в нашето проучване са сравними с тези, базирани на Consumer Reports, които показват, че средното ниво на неорганичен арсен е 13,3 μg/чаша в бял ориз и 28,2 μg/чаша в кафяв ориз 7).

По отношение на местата за рак, нашето проучване не наблюдава статистически значима връзка между консумацията на ориз и риска от всеки конкретен рак. Струва си да се отбележи обаче, че наблюдаваме гранично значим повишен риск от рак на пикочния мехур в сравнение ≥ 5/седмица срещу 41,42. Ясно е, че нашето наблюдение на гранично значими връзки между приема на ориз и риска от рак на пикочния мехур явно изисква по-нататъшно разследване.

Силните страни на нашето проучване включват многобройната популация, перспективен дизайн с проследяване от десетилетия, многократни оценки на консумацията на ориз, паралелни анализи сред мъже и жени и контрол за много рискови фактори за рак. Ограниченията на това проучване заслужават внимание. Първо, нашето проучване не измерва директно нивата на арсен в ориза или други храни. Вместо това, това проучване разглежда конкретния въпрос дали количествата арсен в ориза са достатъчни, за да се забележи забележимо увеличаване на риска от рак. Ние признаваме, че проучванията на арсен са очевидно желателни, но вероятно изискват биомаркер. Второ, съществуват грешки в измерванията, използващи SFFQ за оценка на приема на ориз. Въпреки това корелациите (r

0.5) между SFFQ и множество едноседмични диетични записи предполагат, че консумацията на ориз е била разумно оценена в настоящото проучване. На трето място, нашите резултати трябва да се обобщават с друго население с повишено внимание, тъй като повечето от участниците в нашето проучване са от европейски произход. Оризовите продукти, консумирани от нашите европейско-американски участници, са много по-малко от тези, консумирани от азиатско, испанско и индийско население. Освен това нямаме информация къде е произведен оризът в САЩ и нивата на арсен в ориза могат да варират според мястото на производство, методите за готвене на ориз и качеството на водата, използвана за готвене на ориз. Четвърто, както при всички наблюдателни изследвания, остатъчното объркване от други фактори не може да бъде напълно изключено; въпреки това, постоянно наблюдаваните нулеви резултати както при мъжете, така и при жените се аргументират срещу липсващите силни асоциации. И накрая, въпреки че размерите на извадките ни са големи като цяло, имахме ограничена сила да изследваме потенциалния ефект от консумацията на ориз върху определени места с рак с относително ниска честота в САЩ.

В обобщение, не открихме статистически значими връзки между консумацията на ориз и общия риск от рак при възрастни мъже или жени. Бъдещите изследвания за комбиниране на измерване на нивата на арсен с количества консумация на ориз са оправдани, за да се оцени по-добре ефекта на погълнатия от храната арсен върху риска от рак.

КРАТКО ОПИСАНИЕ НА НОВОСТТА И ВЪЗДЕЙСТВИЕТО НА ХАРТИЯТА

Проведохме първото проучване, за да проучим изчерпателно връзките между консумацията на общ ориз, бял ориз и кафяв ориз и риска от развитие на рак. Резултатите от това проучване показват, че дългосрочната консумация на общ ориз, бял ориз или кафяв ориз не е свързана с риск от развитие на рак при мъжете и жените в САЩ. Необходими са бъдещи изследвания за комбиниране на измерване на нивата на арсен с количествата консумация на ориз.

Допълнителен материал

Допълнителни таблици

Благодарности

Бихме искали да благодарим на участниците и служителите на здравното проучване на медицинските сестри и здравното изследване на медицинските сестри II, както и на последващото проучване на здравните специалисти, за ценния им принос, както и на следните държавни регистри за рака за помощта: AL, AZ, AR, CA, CO, CT, DE, FL, GA, ID, IL, IN, IA, KY, LA, ME, MD, MA, MI, NE, NH, NJ, NY, NC, ND, OH, OK, ИЛИ, PA, RI, SC, TN, TX, VA, WA, WY. Тази работа беше подкрепена от безвъзмездните средства на Националните здравни институти (NIH) CA87969 и CA55075. Съдържанието е отговорност единствено на авторите и не представлява непременно официалните възгледи на NIH.

Бележки под линия

Конфликт на интереси:

Нито един. Финансистите не са играли роля в проектирането и провеждането на проучването; събиране, управление, анализ и интерпретация на данните; и подготовка, преглед или одобрение на ръкописа.

Принос на автора:

Докторите Ran Zhang и Xuehong Zhang имаха пълен достъп до всички данни в проучването и поемат отговорност за целостта на данните и точността на анализа на данните.

Концепция и дизайн на проучването: Zhang, Zhang, Wu, Wu, Sun, Hu, Han, Willett и Giovannucci

Придобиване на данни: Willett и Giovannucci

Анализ и интерпретация на данни: Zhang, Zhang, Wu, Wu, Sun, Hu, Han, Willett и Giovannucci

Изготвяне на ръкописа: Ran Zhang и Xuehong Zhang

Статистически анализ: Ran Zhang и Xuehong Zhang

Получено финансиране: Willett и Giovannucci

Административна, техническа или материална подкрепа: Willett и Giovannucci

Надзор на изследването: Willett и Giovannucci

Критично преразглеждане на ръкописа за важно интелектуално съдържание: Zhang, Zhang, Wu, Wu, Sun, Hu, Han, Willett и Giovannucci