Introducere
Mielomul multiplu (MM) este o afecțiune neoplazică a plasmocitelor caracterizată prin proliferarea plasmocitelor clonale în măduva osoasă, proteine monoclonale în sânge sau urină și disfuncții organice asociate (1). MM este a doua cea mai frecventă afecțiune malignă a sângelui, care reprezintă ~1% din bolile neoplazice și 13% din cancerele hematologice (1, 2). În ultimele decenii, MM a cauzat un număr tot mai mare de decese la nivel global. Cu toate acestea, informațiile privind epidemiologia și povara bolii MM au fost limitate, în special în țările în curs de dezvoltare (3).
S-a raportat că țările dezvoltate au o incidență și o prevalență mult mai mare a MM decât țările în curs de dezvoltare. Trei zone cu incidență ridicată din întreaga lume sunt America de Nord, Australia și Europa de Vest, cu incidențe cuprinse între 3 și 6 la 100.000 de persoane/an, precum și cu prevalența la 5 ani cuprinsă între 7 și 14 la 100.000 de locuitori (3-5). Studiile anterioare au indicat că asiaticii prezintă o incidență relativ mai mică decât caucazienii (1, 6). Incidențele raportate de studiile japoneze și coreene au fost de 2,0 și, respectiv, 1,5 la 100.000 de persoane-an, iar prevalențele corespunzătoare la 5 ani au fost de 5,4 și, respectiv, 3,9 la 100.000 de locuitori (4, 7). Cu toate acestea, studiile epidemiologice privind statisticile MM nu au fost consecvente în China. Trei studii consecutive efectuate în Taiwan din China au implicat un număr apropiat de cele din Japonia sau Coreea (8-10), în timp ce rezultatele din China continentală au prezentat rate mult mai mici (4, 11). Cu toate acestea, studiile existente au fost supuse doar unui singur oraș (11) sau au calculat ratele pe baza rezultatului compozit al MM, al bolilor imunoproliferative maligne și al anumitor alte limfoame cu celule B (4, 11). În plus, nu au fost disponibile alte studii epidemiologice pentru a estima ratele în rândul diferitelor grupuri de sex, vârstă și geografice din China continentală.
Acest studiu a fost realizat pentru a furniza estimări recente ale prevalenței și incidenței MM în China continentală și pentru a investiga modelele acestora în funcție de sex, vârstă și grupuri geografice.
Materiale și metode
Populația studiată
Datele din studiul actual au provenit din baza de date națională de asigurări medicale între 1 ianuarie 2012 și 31 decembrie 2016, cu o populație reprezentativă la nivel național care acoperă ~0,51 miliarde de locuitori din 23 de provincii (aproximativ 58,5% din populația urbană din China). Informațiile detaliate ale indivizilor cu privire la diagnosticul bolii au fost necesare pentru a identifica internările MM. Au fost excluse orașele care nu aveau informații despre codul Clasificării Internaționale a Bolilor (ICD) sau textul diagnosticului de boală. În cele din urmă, opt provincii nu au fost incluse din cauza scutirilor privind politica de raportare (Fujian și Tibet), a acoperirii unui singur tip de asigurare (Tianjin), a lipsei de informații sau a unei probleme de raportare anormală a datelor cu privire la informații esențiale, de exemplu, diagnosticul primar (Beijing, Shanghai, Sichuan, Ningxia, Hebei). În zona urbană a Chinei există două programe principale de asigurare de sănătate: Asigurarea medicală de bază pentru angajații din mediul urban (UEBMI) pentru angajații activi și pensionari din mediul urban și Asigurarea medicală de bază pentru rezidenții din mediul urban (URBMI) pentru rezidenții din mediul urban fără un loc de muncă oficial. Până în 2016, gradul de acoperire a UEBMI și URBMI în rândul rezidenților din mediul urban a ajuns până la 95% (12). Am utilizat informații privind cererile de rambursare din baza de date a UEBMI și URBMI. Toate înregistrările cererilor de despăgubire pentru acest studiu au fost anonime. Protocolul studiului a fost aprobat de comitetul de evaluare etică al Centrului de Științe ale Sănătății al Universității din Peking (IRB. Nr.: IRB00001052-18012), iar aceștia au renunțat la cerința de consimțământ. Diagrama de flux a studiului poate fi văzută în figura 1.
Figura 1. Diagrama de flux a studiului.
Colectarea datelor pentru UEBMI și URBMI
Înregistrările medicale vor fi păstrate în baza de date atâta timp cât pacienții au furnizat cardul național de asigurare pentru serviciul medical, indiferent de suma plătită în final de pacienți. Ambele baze de date UEBMI și URBMI au fost în general actualizate lunar la nivel de oraș. Internările în spital pentru fiecare afecțiune de sănătate au fost identificate pe baza diagnosticelor primare (textul diagnosticului bolii sau codul ICD). Procesarea limbajului natural a fost aplicată pentru a normaliza textul sau codul cu un dicționar de potențiale MM definite de clinicieni de prestigiu.
Identificarea cazurilor de MM
MM a fost definită folosind ICD-9 (203.0), ICD-10 (C90.051, C90.002, C90.001 și C90.003+), codurile morfologice ICD pentru oncologie, ediția a 3-a (ICD-O-3) (9732/3) și termeni medicali în limba chineză, inclusiv boala lui Kahler, mielomul multiplu, mielomatoza, mielomul cu celule plasmatice și boala renală mielomatoasă. Pentru a minimiza posibilitatea ca pacienții cu MM să lipsească, am construit un algoritm relativ lejer pentru a extrage potențialii pacienți cu MM cu ajutorul tehnicii de potrivire a șirurilor fuzzy, folosind „203.0”, „C90”, „9732”, „Kahler”, „cancer de măduvă osoasă” și „mielom” ca cuvinte cheie. Diagnosticele fiecărui potențial pacient cu MM au fost apoi analizate de doi cercetători în mod independent. Criteriile de excludere a pacienților au inclus (1) leucemia plasmocitelor, (2) plasmocitom extramedular, inclusiv sarcomul plasmocitelor, tumora plasmocitelor maligne NOS, plasmocitomul NOS și mielomul solitar, (3) mielomul endotelial și (4) mielomul primar. În cazul în care elementele de diagnostic cu MM conțineau cuvinte precum „nedeterminat”, „incertitudine”, „?”, „posibil” și „suspect”, pacienții au fost, de asemenea, clasificați într-un subgrup denumit „pacienți suspecți”, utilizat pentru analiza de sensibilitate.
Persoană-timp de risc
Data de debut a MM a fost definită în funcție de data primei cereri de rambursare legate de MM (adică o cerere de rambursare cu o definiție a MM corespunzătoare diagnosticului) la 1 ianuarie 2012 sau după această dată. Data primei apariții a MM a stabilit, de asemenea, anul index. Anii anteriori anului index au fost definiți ca fiind fără MM, iar anii care au urmat anului index au fost definiți ca fiind cu MM prevalent. Pentru incidență, timpul de observație a început fie de la data intrării în sistemul de asigurare medicală, fie de la 1 ianuarie 2016, oricare dintre acestea este cea mai recentă pentru fiecare persoană înscrisă. Pacienții care au avut MM înainte de 1 ianuarie 2016 au fost excluși pentru calcularea incidenței. Timpul de risc al persoanei a continuat să se acumuleze până la apariția unui nou MM, retragerea din schema de asigurare medicală sau întreruperea studiului (31 decembrie 2016).
Analiză statistică
Ambele rate au fost estimate printr-o abordare în două etape utilizată în mod obișnuit. În prima etapă, prevalența și incidența MM au fost calculate în fiecare provincie, după cum urmează: În analiza primară, numitorul (N) pentru a calcula prevalența MM a fost numărul total de subiecți din fiecare provincie înscriși în mod continuu fie în UEBMI, fie în URBMI în timpul perioadei de studiu. Numitorul (M) a fost numărul de pacienți cu MM estimat în populația de numitor din fiecare provincie, luând în considerare problema valorilor lipsă. Mai exact, populația totală înscrisă în fiecare provincie poate fi împărțită în trei grupe: subiecți care nu au utilizat niciun serviciu medical (adică nicio înregistrare a cererilor de rambursare a cheltuielilor medicale, N1), subiecți cu informații complete privind serviciul medical (N2) și subiecți cu înregistrări de utilizare a serviciului medical, dar cu informații lipsă privind diagnosticul serviciului medical (N3). Am observat numărul de pacienți cu MM (M2) la subiecții cu informații complete în serviciul medical (N2). Având în vedere că motivul lipsei diagnosticului de la serviciul medical s-a datorat, în general, problemelor administrative din orașele de la nivelul prefecturii, am presupus că probabilitatea de a avea MM nu a fost asociată cu starea de lipsă a elementelor de diagnostic ale participanților. Prin urmare, am estimat numărul total de cazuri de MM ca fiind (N2 + N3)M2/N2. Mai mult, numărul de cazuri de MM a fost estimat în fiecare subgrup de tip de asigurare diferit, an calendaristic, sex și grupă de vârstă.
Incidența MM a fost estimată doar în 2016 și a fost calculată prin împărțirea numărului de cazuri noi de MM la numărul total de persoane cu timp de risc în 2016. Cinci provincii, inclusiv Liaoning, Guangxi, Hainan, Guizhou și Gansu, au fost excluse pentru estimarea incidenței din cauza timpului limitat cu înregistrări (<5 ani). IC-urile de 95% ale tuturor ratelor au fost, de asemenea, calculate pe baza distribuției Poisson. În a doua etapă, estimările medii naționale sau regionale ale ambelor rate au fost obținute prin combinarea estimărilor specifice fiecărei provincii cu ajutorul unei meta-analize cu efecte aleatorii.
Prevalența și incidența au fost, de asemenea, estimate în funcție de sex, vârstă și regiune geografică (est, nord, nord-est, nord-vest, nord-vest, centru-sud și sud-vest) (13) (13). Două rate ajustate în funcție de vârstă au fost estimate prin datele Segi privind populația mondială și, respectiv, prin datele recensământului din China 2000, și pentru comparație cu alte studii. Testul t al lui Student pentru variabilele continue și testul chi-pătrat pentru variabilele categorice au fost utilizate în comparațiile dintre pacienții de sex masculin și feminin. Toate testele statistice sunt bilaterale, P < 0,05 fiind considerat ca fiind semnificativ din punct de vedere statistic. Toate analizele statistice au fost efectuate cu Stata versiunea 15.0.
Analiză de sensibilitate
Analizele de sensibilitate au fost efectuate pentru a evalua robustețea rezultatelor: (1) a inclus toate cazurile suspecte de MM, (2) a inclus doar cazurile observate, care sunt cunoscute ca fiind subestimate, pentru a evalua limita inferioară a ratelor și (3) a exclus primele 10% din provinciile cu rată de diagnosticare lipsă. În meta-analiză, am folosit, de asemenea, numărul observat de cazuri de MM din fiecare provincie ca ponderi pentru a lua în considerare efectul variației ratei de diagnosticare lipsă între provincii.
Rezultate
În perioada 2012-2016, în baza de date au existat ~0,51 miliarde de persoane înscrise (Tabelul 1). Structura de bază a populației UEBMI și URBMI a fost semnificativ diferită în ceea ce privește distribuția pe sexe și vârste. Un total de 24.759 au avut diagnosticul confirmat de MM în timpul perioadei de studiu și doar 238 de pacienți au avut diagnosticul de MM suspect. Prin urmare, ne-am concentrat doar pe pacienții cu MM confirmat în analizele din aval. În general, 58,68% dintre pacienți au fost de sex masculin, iar vârstele medii (SD) ale pacienților de sex masculin și feminin au fost de 58,43 (14,2) și, respectiv, 57,0 (14,6) ani (tabelul 2).
Tabelul 1. Caracteristicile populațiilor din 23 de provincii din China în perioada 2012-2016 în cadrul studiului.
Tabel 2. Caracteristici pentru pacienții cu mielom multiplu în 23 de provincii din China în perioada 2012-2016 în cadrul studiului.
Prevalența
Prevalența națională a fost de 6,88 la 100.000 de locuitori (95% CI; 5,75-8,00) (Figura 2). Prevalența a fost întotdeauna mai mare la bărbați decât la femei, adică 7,89 la 100.000 de locuitori (IC 95%; 6,52-9,26) pentru bărbați și, respectiv, 5,79 (IC 95%; 4,85-6,73) pentru femei (Figura 2). Prevalența a variat în funcție de vârstă, cu o formă de clopot atingând un vârf între 55 și 74 de ani la ambele sexe (figura 2). Cea mai mare rată a fost la pacienții cu vârste cuprinse între 70 și 74 de ani pentru fiecare sex, cu valori de 36,61 la 100.000 de locuitori și 24,72 la 100.000 de locuitori pentru bărbați și, respectiv, femei (eTabel 1). Comparând pacienții cu vârsta mai mică și mai mare de 60 de ani, prevalența a fost mai mult decât dublă, iar diferența de gen a fost mărită în grupul de vârstă mai înaintată (eTabel 1). Nordul Chinei și estul Chinei au avut rate relativ mai mari de MM decât restul zonelor (eTabelele 2, 3).
Figura 2. (A,B) Prevalența mielomului multiplu în China în perioada 2012-2016. Ratele standardizate (a) și standardizate (b) înseamnă ratele standardizate pe vârstă estimate de Segi’s world population și, respectiv, de datele recensământului din 2000 din China.
Incidența
Incidența națională a MM în 2016 a fost de 1,60 la 100.000 persoane/an (IC 95%; 1,28-1,92) (Figura 3) (Figura 3). Rata incidenței a fost de 1,84 la 100.000 de ani-persoană (IC 95%; 1,48-2,20) pentru bărbați și, respectiv, de 1,30 (IC 95%; 1,01-1,59) pentru femei (Figura 3). De asemenea, s-a demonstrat că incidența a crescut brusc după vârsta de 55 de ani pentru ambele sexe. Cu toate acestea, incidența MM a rămas ridicată până la vârsta de 70-74 de ani pentru bărbați, în timp ce la femei s-a înregistrat un declin imediat după aceea (figura 3). Comparativ cu pacienții cu vârsta mai mică de 60 de ani, incidența bătrânilor a fost mai mult decât dublă. Diferența de gen a fost lărgită în grupul de vârstă mai înaintată (eTabel 4). Nord-estul și estul Chinei au avut rate ușor mai mari de MM decât restul zonelor (eTabelele 2, 3).
Figura 3. (A,B) Incidența mielomului multiplu în China în 2016. Ratele standardizate (a) și standardizate (b) medii standardizate pe vârstă au fost estimate prin datele Segi privind populația mondială și, respectiv, datele recensământului din 2000 din China.
Ratele standardizate
Din 2012 până în 2016, prevalența medie globală pentru populația mondială standard (WSR) a lui Segi a fost de 5,68 la 100.000 de locuitori (IC 95%, 5,64-5,72), cu 6,32 (IC 95%, 6,26-6,38) la bărbați și, respectiv, 4,84 (IC 95%, 4,78-4,90) la femei. În același timp, incidența standardizată în funcție de WSR în 2016 a fost de 1,15 la 100.000 persoane/an (IC 95%, 1,11-1,19), cu 1,33 (IC 95%, 1,27-1,39) la bărbați și, respectiv, 0,95 (IC 95%, 0,91-1,00) la femei (Tabelul 3).
Tabel 3. Prevalența și incidența standardizată a mielomului multiplu în China în perioada 2012-2016 (unități: /100 000 de locuitori pentru prevalență; /100 000 de ani-persoană pentru incidență).
Prevalența standardizată în funcție de datele recensământului populației din 2000 din China a fost de 5,81 la 100 000 de locuitori (IC 95%, 5,77-5,85), cu 6,40 (IC 95%, 6,34-6,46) la bărbați și, respectiv, 4,94 (IC 95%, 5,77-5,85) la femei. Între timp, incidența corespunzătoare în 2016 a fost de 1,17 la 100.000 de ani-persoană (IC 95%, 1,13-1,21), cu 1,35 (IC 95%, 1,29-1,41) la bărbați și, respectiv, 0,98 (IC 95%, 0,93-1,03) la femei.
Analiză de sensibilitate
S-au obținut estimări în mare măsură similare dacă am inclus toate cazurile suspecte de MM. Limitele inferioare ale ratelor globale au fost de 3,47 (IC 95%, 2,73-4,20) pentru prevalență și de 0,85 (IC 95%, 0,70-0,99) pentru incidență dacă am folosit doar cazurile observate, care sunt cunoscute ca fiind subestimate. Diferitele metode de meta-analiză au oferit o estimare ușor mai mare a prevalenței, în timp ce au oferit o estimare similară a incidenței (eTabelul 5).
Discuție
În acest studiu național, am elucidat trei constatări principale. În primul rând, în perioada 2012-2016, prevalența medie estimată ajustată în funcție de vârstă în China continentală a fost de 5,68 la 100.000 de locuitori, iar incidența a fost de 1,15 la 100.000 de persoane/an în 2016. Aceste estimări au arătat că atât prevalența, cât și incidența au fost semnificativ mai mici decât cele din America de Nord, Australia și Europa de Vest (3, 4), dar au fost în același interval cu cele din Japonia sau Coreea (4, 7). Ratele actuale au fost mai mult decât duble față de GLOBAOCAN 2012, cu o incidență de 0,56 la 100.000 de persoane/an și o prevalență de 1,2 la 100.000 de locuitori, dar mai aproape de rezultatele recente ale GLOBOCAN 2018, cu o incidență de 0,92 la 100.000 de persoane/an și o prevalență de 2,1 la 100.000 de locuitori pentru China (4, 14). Rezultatele noastre actuale au fost în continuare mai mici decât incidența medie de 2,21 la 100.000 persoane-an din 2011 până în 2012 în Taiwan, care are o proporție mai mare de populație vârstnică decât în partea continentală (9, 10). Deși asiaticii, inclusiv chinezii, prezintă o incidență relativ mai mică decât caucazienii (4, 15), numărul real de incidente ale pacienților cu mielom multiplu în Asia a fost totuși mai mare din cauza populației uriașe. Bărbații au fost mai susceptibili de a avea MM decât femeile, cu un risc de 1,40 ori mai mare. Acest lucru a fost în concordanță cu studiile anterioare în Asia și alte rase (2, 8-10, 16).
În studiul nostru, prevalența MM a variat în funcție de zonele geografice din China. Este demn de remarcat faptul că nordul și estul Chinei au prezentat rate relativ mai mari de MM decât restul zonelor. Diferențele în ceea ce privește fondul genetic, cultura, clima și modelele de stil de viață ar putea contribui la disparitățile dintre regiuni (3, 8, 17-19). De exemplu, o posibilă explicație pentru ratele mai scăzute din zonele sudice ar putea fi înălțimea relativ mai mică a rezidenților acestora. Studii anterioare au raportat o creștere modestă a riscului pentru persoanele mai înalte (20-23). Sunt necesare investigații suplimentare pentru a cerceta și găsi cauzele.
În al doilea rând, vârsta medie a pacienților chinezi cu MM a fost de 58 de ani, cu aproximativ 10 ani mai tânără decât cea a caucazienilor. Trei sferturi dintre pacienți au fost diagnosticați peste vârsta de 49 de ani. Acest lucru a fost în concordanță cu studiile epidemiologice anterioare din China (9, 24). Această vârstă a fost chiar puțin mai tânără decât cea a pacienților din Japonia, Coreea și Taiwan din China (24). Disparitatea etnică ar putea fi un motiv potențial pentru acest decalaj mare (3), având în vedere faptul că geometria, calitatea și rezistența oaselor diferă între asiatici și caucazieni (25, 26). O altă explicație care ar trebui, de asemenea, să fie remarcată este faptul că vârsta de diagnosticare a MM pare să fie strâns legată de speranța medie de viață în regiunile corespunzătoare (24). Într-adevăr, vârsta actuală de diagnosticare în China este foarte asemănătoare cu cea din SUA în urmă cu aproximativ 20 de ani (2). Prin urmare, pe fondul îmbătrânirii populației în țările în curs de dezvoltare, inclusiv în China, în țările în curs de dezvoltare vor apărea în viitor mai mulți pacienți vârstnici cu MM. În consecință, MM va fi unul dintre cancerele aflate în centrul atenției în aceste țări cu resurse reduse, dar populate, atât din punct de vedere medical, cât și socio-economic.
În al treilea rând, s-a observat o creștere dramatică a incidenței MM la femeile chineze din grupa de vârstă de 55-59 de ani. A existat o diferență clară între bărbați și femei în ceea ce privește modelul de incidență, și anume, incidența MM a rămas ridicată până la vârsta de 70-74 de ani pentru bărbați, în timp ce la femei a existat un declin imediat după aceea. O creștere treptată similară a fost observată și în America, Europa, Australia (15, 27, 28). Cu toate acestea, riscul de MM pentru populațiile occidentale a continuat să crească ulterior și va atinge un vârf până la 10-15 ani mai târziu (8, 10, 15, 27, 28). Pentru alte regiuni asiatice nu au fost disponibile date specifice privind incidența pentru femeile cu vârste cuprinse între 55-59 de ani. Două studii menționate anterior din Taiwan nu au subdivizat această grupă de vârstă (8, 10). Această creștere dramatică a grupei de vârstă specifice este demnă de remarcat având în vedere că această grupă de vârstă prezintă un interes deosebit din cauza menopauzei pentru majoritatea femeilor chineze la scurt timp după aceea. Acest lucru poate sugera un rol al estrogenului în tumorile hematologice maligne, inclusiv în MM (29). Există diverse interacțiuni pentru hormonii de reproducere cu sistemul imunitar la femei (30). Micro-mediul măduvei osoase este un rezervor de celule imune, în timp ce proliferarea și supraviețuirea celulelor MM se bazează pe factorii produși de celulele din micro-mediul osos. Se justifică cercetări suplimentare pentru a examina potențialul său mecanism fiziopatologic.
Acest studiu are mai multe puncte forte. Acesta este un eșantion mare, reprezentativ la nivel național al populației chineze continentale, asigurând estimarea atât a ratelor unei boli rare. Ne-a permis nu numai să furnizăm estimarea generală a ambelor rate, ci și să explorăm modelele de vârstă și de gen ale ratelor, precum și variațiile geografice din diferite țări. Acest studiu are, de asemenea, câteva limitări. În primul rând, proporția diversă de variabile legate de diagnostic ar fi putut afecta estimările. Cu toate acestea, au fost efectuate mai multe analize de sensibilitate pentru a explora potențialele influențe ale estimărilor. În special, limitele inferioare ale ratelor au fost prezentate folosind doar cazurile observate de MM, ceea ce ar putea facilita interpretarea rezultatelor. În al doilea rând, baza de date de bază a asigurărilor medicale nu conținea informații detaliate privind biopsiile, datele de laborator, stadiul tumorii și cauza decesului. Pacienții extrași cu MM au fost, în general, cazuri diagnosticate. Aceasta a exclus posibilitatea de a confirma cazurile necunoscute de MM din testele de laborator. În al treilea rând, cazurile noi de MM pentru estimarea incidenței au fost definite ca fiind libere de boală timp de 4 ani înainte de cererea de despăgubire index, ceea ce ar putea să nu fie suficient. Cu toate acestea, un studiu al Myeloma Network a raportat că supraviețuirea generală mediană a pacienților cu MM în țările asiatice, inclusiv în China, a fost de 47 de luni (24), ceea ce este în concordanță cu rezultatele noastre, conform cărora raportul dintre prevalență și incidență a fost de aproximativ 4,9. În cele din urmă, au fost excluse câteva provincii; nu am putut descrie caracteristicile populațiilor excluse din cauza lipsei de informații. În plus, anumite populații urbane, cum ar fi studenții universitari și soldații militari, nu au fost incluse în studiu, deoarece acestea au diferite tipuri de asigurări medicale. Excluderea lor ar fi putut afecta estimările.
Prevalența și incidența MM au fost semnificativ mai mici decât cele din America de Nord, Australia și Europa de Vest, dar au fost în același interval cu cele din Japonia sau Coreea. Pacienții chinezi cu MM au fost mai tineri. O incidență semnificativ ridicată a MM a fost observată la femeile chineze din grupa de vârstă 55-59 de ani, imediat după menopauză. Se justifică cercetări suplimentare pentru a examina potențialul mecanism fiziopatologic.
Declarație privind disponibilitatea datelor
Seturile de date analizate în acest articol nu sunt disponibile publicului. Solicitările de acces la seturile de date trebuie adresate lui Siyan Zhan, [email protected].
Declarație etică
Protocolul studiului a fost aprobat de către comitetul de evaluare etică al Centrului de Științe ale Sănătății al Universității din Peking (IRB. Nr.: IRB00001052-18012), iar aceștia au renunțat la cerința de consimțământ.
Contribuții ale autorilor
SZ, XH, JLi, SW, JLu, YL și PG: conceperea și proiectarea studiului. JW, LX, JF, JF, SW, JLu, YL, LL, PG și SZ: achiziția, analiza sau interpretarea datelor. SW și PG: redactarea manuscrisului. SW, LX, JF și PG: analiza statistică. XH, SZ și PG: supraveghere.
Finanțare
Această lucrare a fost susținută de Fundația Națională de Științe Naturale a Chinei (91646107, 91846112, 91546120).
Conflict de interese
JL a fost angajată de compania Takeda (China) International Trading Co, Ltd și a contribuit doar la conceptul studiului.
Cei rămași autori declară că cercetarea a fost efectuată în absența oricăror relații comerciale sau financiare care ar putea fi interpretate ca un potențial conflict de interese.
Material suplimentar
Materialul suplimentar pentru acest articol poate fi găsit online la adresa: https://www.frontiersin.org/articles/10.3389/fonc.2019.01513/full#supplementary-material
1. Palumbo A, Anderson K. Mielomul multiplu. N Engl J Med. (2011) 364:1046-60. doi: 10.1056/NEJMra1011442
PubMed Abstract | Full CrossRef Text | Google Scholar
2. Raab MS, Podar K, Podar K, Breitkreutz I, Richardson PG, Anderson KC. Mielomul multiplu. Lancet. (2009) 374:324-39. doi: 10.1016/S0140-6736(09)60221-X
PubMed Abstract | CrossRef Full Text | Google Scholar
3. Cowan AJ, Allen C, Barac A, Basaleem H, Bensenor I, Curado MP, et al. Global burden of multiple myeloma: a systematic analysis for the Global Burden of Disease Study 2016. JAMA Oncol. (2018) 4:1221-7. doi: 10.1001/jamaoncol.2018.2128
PubMed Abstract | Full CrossRef Text | Google Scholar
4. Ferlay J, Soerjomataram I, Ervik M, Dikshit R, Eser S, Mathers C, et al. GLOBOCAN 2018, Cancer Incidence and Mortality Worldwide: IARC CancerBase nr. 11. Lyon: Agenția Internațională pentru Cercetare a Cancerului. Disponibil online la adresa: http://globocan.iarc.fr (accesat la 28 martie 2019).
Google Scholar
5. Teras LR, Desantis CE, Cerhan JR, Morton LM, Jemal A, Flowers CR. Statisticile 2016 privind malignitatea limfoidă din SUA în funcție de subtipurile Organizației Mondiale a Sănătății. Ca Cancer J Clin. (2016) 66:443-59. doi: 10.3322/caac.21357
PubMed Abstract | CrossRef Full Text | Google Scholar
6. Ferlay J, Soerjomataram I, Dikshit R, Eser S, Mathers C, Rebelo M, et al. Incidența și mortalitatea prin cancer la nivel mondial: surse, metode și modele majore în GLOBOCAN 2012. Int J Cancer. (2015) 136:E359-E86. doi: 10.1002/ijc.29210
PubMed Abstract | Refef Full Text | Google Scholar
7. Bray F, Ren JS, Masuyer E, Ferlay J. Global estimates of cancer prevalence for 27 sites in the adult population in 2008. Int J Cancer. (2013) 132:1133-45. doi: 10.1002/ijc.27711
PubMed Abstract | Full CrossRef Text | Google Scholar
8. Huang SY, Yao M, Tang JL, Lee WC, Tsay W, Cheng AL, et al. Epidemiologia mielomului multiplu în Taiwan: incidență în creștere în ultimii 25 de ani și prevalență mai mare a mielomului extramedular la pacienții cu vârsta mai mică de 55 de ani. Cancer. (2007) 110:896-905. doi: 10.1002/cncr.22850
PubMed Abstract | Full CrossRef Text | Google Scholar
9. Chen JH, Chung CH, Chung CH, Wang YC, Hsu SN, Huang WY, Chien WC. Prevalența și factorii legați de mortalitate ai mielomului multiplu în Taiwan. PLoS ONE. (2016) 11:e0167227. doi: 10.1371/journal.pone.0167227
PubMed Abstract | CrossRef Full Text | Google Scholar
10. Tang CH, Liu HY, Hou HA, Qiu H, Huang KC, Siggins S, et al. Epidemiologia mielomului multiplu în Taiwan, un studiu bazat pe populație. Cancer Epidemiol. (2018) 55:136-41. doi: 10.1016/j.canep.2018.06.003
PubMed Abstract | Reflect Full Text | Google Scholar
11. Liu E, Xiang Y, Xiang Y, Jin F, Zhou S, Sun L, Fang R, et al. Tendințele incidenței cancerului în Shanghaiul urban,1972-1999. Cancer. (În chineză) (2004) 24:11-5.
Google Scholar
12. Shan L, Wu Q, Wu Q, Liu C, Li Y, Cui Y, Liang Z, et al. Provocări percepute pentru realizarea acoperirii universale a sănătății: un sondaj transversal al managerilor/administratorilor de asigurări sociale de sănătate din China. BMJ Open. (2017) 7:e014425. doi: 10.1136/bmjjopen-2016-014425
PubMed Abstract | Reflect Full Text | Google Scholar
13. Wu Y, Huxley R, Li L, Anna V, Xie G, Yao C, et al. Prevalența, conștientizarea, tratamentul și controlul hipertensiunii arteriale în China: date din China National Nutrition and Health Survey 2002. Circulation. (2008) 118:2679-86. doi: 10.1161/CIRCULATIONAHA.108.788166
PubMed Abstract | CrossRef Full Text | Google Scholar
14. Bray F, Ferlay J, Soerjomataram I, Siegel RL, Torre LA, Jemal A. Statistici globale privind cancerul 2018: Estimările GLOBOCAN privind incidența și mortalitatea la nivel mondial pentru 36 de cancere în 185 de țări. CA Cancer J Clin. (2018) 68:394-424. doi: 10.3322/caac.21492
PubMed Abstract | Full CrossRef Text | Google Scholar
15. Institutul Național de Cancer. Programul de supraveghere, epidemiologie și rezultate finale (Surveillance Epidemiology and End Results Program). SEER Stat Fact Sheets on Multiple Myeloma (2015). Disponibil online la adresa: http://seer.cancer.gov/statfacts/html/mulmy.html (accesat la 24 august 2018).
Google Scholar
16. Curado MP, Oliveira MM, Silva D, Silva D, Souza D. Epidemiologia mielomului multiplu în 17 țări din America Latină: o actualizare. Cancer Med. (2018) 7:2101-8. doi: 10.1002/cam4.1347
PubMed Abstract | Full Text | Google Scholar
17. Greenberg AJ, Rajkumar SV, Rajkumar SV, Vachon CM. Gammopatia monoclonală familială de semnificație nedeterminată și mielomul multiplu: epidemiologie, factori de risc și caracteristici biologice. Sânge. (2012) 119:5359. doi: 10.1182/blood-2011-11-11-387324
PubMed Abstract | Full CrossRef Text | Google Scholar
18. Waxman AJ, Mink PJ, Devesa SS, Anderson WF, Weiss BM, Kristinsson SY, et al. Disparități rasiale în ceea ce privește incidența și rezultatul în mielomul multiplu: un studiu bazat pe populație. Sânge. (2010) 116:5501-6. doi: 10.1182/blood-2010-07-298760
PubMed Abstract | Reflect Full Text | Google Scholar
19. Alexander DD, Mink PJ, Adami HO, Cole P, Mandel JS, Oken MM, et al. Mielomul multiplu: o analiză a literaturii epidemiologice. Int J Cancer. (2007) 120:40-61. doi: 10.1002/ijc.22718
PubMed Abstract | Text integral | Google Scholar
20. Teras LR, Kitahara CM, Birmann BM, Hartge PA, Wang SS, Kim R, et al. Body size and multiple myeloma mortality: a pooled analysis of 20 prospective studies. Br J Haematol. (2015) 166:667-76. doi: 10.1111/bjh.12935
PubMed Abstract | Full Text | Google Scholar
21. Lu Y, Sullivan-Halley J, Henderson KD, Ma H, Horn-Ross PL, Reynolds P, et al. Caracteristici antropometrice și risc de mielom multiplu în rândul femeilor din cadrul studiului California Teachers Study. Epidemiologie. (2010) 21:272-3. doi: 10.1097/EDE.0b013e3181cc9241
CrossRef Full Text | Google Scholar
22. Britton JA, Khan AE, Khan AE, Rohrmann S, Becker N, Linseisen J, Nieters A, et al. Caracteristici antropometrice și riscul de limfom non-Hodgkin și mielom multiplu în cadrul European Prospective Investigation into Cancer and Nutrition (EPIC). Haematologica. (2008) 93:1666-77. doi: 10.3324/haematol.13078
PubMed Abstract | Full Text | Google Scholar
23. Pylypchuk RD, Schouten LJ, Goldbohm RA, Schouten HC, van den Brandt PA. Indicele de masă corporală, înălțimea și riscul de malignități limfatice: un studiu de cohortă prospectiv. Am J Epidemiol. (2009) 170:297-307. doi: 10.1093/aje/kwp123
PubMed Abstract | Full CrossRef Text | Google Scholar
24. Kim K, Lee JH, Lee JH, Jin SK, Min CK, Yoon SS, Shimizu K, et al. Profilurile clinice ale mielomului multiplu în Asia – un studiu al Asian Myeloma Network. Am J Hematol. (2014) 89:751-6. doi: 10.1002/ajh.23731
PubMed Abstract | Full Text | Google Scholar
25. Kepley AL, Nishiyama KK, Zhou B, Wang J, Zhang C, McMahon DJ, et al. Diferențe în ceea ce privește calitatea și rezistența osoasă între bărbații tineri asiatici și caucazieni. Osteoporos Int. (2017) 28:549-58. doi: 10.1007/s00198-016-3762-9
PubMed Abstract | Reflect Full Text | Google Scholar
26. Zengin A, Pye SR, Cook MJ, Adams JE, Wu FCW, O’Neill TW, et al. Ethnic differences in bone geometry between White, Black and South Asian men in the UK. Bone. (2016) 91:180-5. doi: 10.1016/j.bone.2016.07.018
PubMed Abstract | Reflectă textul integral | Google Scholar
27. Institutul australian pentru sănătate și bunăstare. Cancerul în Australia 2017. Cancer series no.101. Cat. nr. CAN 100. Canberra, ACT: AIHW (2017).
Google Scholar
28. Vélez R, Turesson I, Landgren O, Kristinsson SY, Cuzick J. Incidența mielomului multiplu în Marea Britanie, Suedia și Malmö, Suedia: impactul diferențelor de constatare a cazurilor asupra tendințelor de incidență observate. BMJ Open. (2016) 6:e009584. doi: 10.1136/bmjjopen-2015-009584
PubMed Abstract | Reflect Full Text | Google Scholar
29. Ladikou EE, Kassi E. The emerging role of estrogen in B cell malignancies. Leuk Lymphoma. (2017) 58:528-39. doi: 10.1080/10428194.2016.1213828
PubMed Abstract | CrossRef Full Text | Google Scholar
30. Bouman A, Heineman MJ, Faas MM. Hormonii sexuali și răspunsul imunitar la om. Hum Reprod Update. (2005) 11:411-23. doi: 10.1093/humupd/dmi008
PubMed Abstract | Text integral | Google Scholar
.