經前期綜合征(PMS)是一種很常見的疾病在世界範圍內,有一個重要的經濟負擔。我們進行了一項係統回顧和薈萃分析來評估酒精的作用在經前綜合症的發生。
我們搜查了MEDLINE和EMBASE,五個地區的書目數據庫,程序數據庫和開放獲取論文和學位論文(OATD)從開始到2017年5月。我們也回顧了檢索的每一篇文章都引用和建立個人聯係人員跟蹤進一步的出版物或報告。我們不包括任何語言的局限性。研究包括:(1)他們把原始數據從隊列,病例對照或橫斷麵研究,(2)經前綜合症被明確定義為利益的結果,(3)的暴露因素之一是飲酒,(4)他們提供估計的優勢比,相對風險,或任何其他影響測量及其置信區間,或者足夠的數據來計算它們。
我們確定了39研究19都有資格。攝入的酒精與溫和的經前綜合症的風險增加(或= 1.45,95%置信區間CI: 1.17 - 1.79)。酗酒增加產生了更大的風險比喝(或= 1.79,95% CI: 1.39—2.32)。
我們的研究結果表明,飲酒是一個溫和與經前綜合症的風險。未來的研究應該避免的橫斷麵設計,專注於確定是否存在一個閾值下的酒精攝入對PMS的有害影響是不存在的。
這是第一個進行薈萃分析飲酒的關係和風險的經前綜合症(PMS),全球高度流行的條件。
窮舉搜索的研究進行了一些書目數據庫,和未發表的研究均包括在內。
強化敏感性分析來評估潛在的發表偏倚和混雜。
在我們的亞組分析中,我們無法確定任何因素占研究異質性。
在一些研究中包括這個薈萃分析,評估飲酒可能是伴隨PMS的評估。反向因果關係的過程中,PMS-affected婦女都用酒精來緩解綜合症的影響,然後似是而非的。
經前綜合症(PMS)由一係列反複的身心症狀,包括情緒波動,溫柔的乳房,食物的渴望,疲勞、易怒、抑鬱,在月經周期的黃體期。
綜合症的經濟負擔遠非可以忽略不計。一個星期每個月女人受此影響綜合症遭受痛苦和損傷在人際關係或工作場所的功能。這可能導致至少每月2天曠工的工作和增加醫療預約。
最近警告反對增加女性飲酒相關經濟發展和變化的性別角色,和強調這樣一個事實:女性可能比男人更容易受到酒精損害。
我們不知道任何存在的薈萃分析的話題。因此我們的文獻進行了係統回顧和薈萃分析來評估酒精的作用在經前綜合症的發生。
識別所有潛在的合格的研究中,我們搜查了MEDLINE、EMBASE,五個地區的書目數據庫(目的、紫丁香、IMEMR、IMSEAR WPRIM),會議論文集引文索引,開放獲取論文和學位論文(OATD),從開始到2017年5月。
Medline,我們使用以下算法在醫學主標題和自由文本詞:(“經前綜合症”(網格計算)或“經前綜合症”(所有字段))和(“乙醇”(網格計算)或“乙醇”(所有字段)或“酒精”(所有字段)。一個這樣的例子在(在線搜索
我們也回顧了檢索的每一篇文章的引用。此外,我們建立了個人接觸人員跟蹤進一步的出版物或報告。我們不包括任何語言的局限性。搜索都是由兩位研究者獨立和結果進行合並。
研究包括:(1)他們把原始數據從隊列,病例對照或橫斷麵研究,(2)項目經理或更嚴重的形式,經前焦慮障礙(PMDD),顯然是定義為利益的結果,(3)的暴露因素之一是飲酒,(4)提供的估計(或)率比率(RR),或流行優勢比及其置信區間,或者足夠的數據來計算它們。
如果在同一人重複的數據在多個出版物,最近的研究包括在分析中。
我們開發了一個標準的數據記錄表格,記錄作者、出版年,研究位置,研究設計、樣本大小,結果,測量結果的細節,效果估計量(RR,或其他),效果估計,95%的CIs,和調整,限製使用或匹配的因素。
當進一步澄清是必要的,我們試圖聯係作者。
研究質量評估使用五點二進製專門為本研究開發的規模。規模是基於Newcastle-Ottawa規模與修改的標準指導方針和自己的判斷。
在這個評估中,當信息在一個特定的項目不是由作者提供,我們這種產品分級為' 0 '。我們對這些研究進行了彙總分析,完成至少三個標準,相比之下,那些滿足不到3。此外,我們沒有品位的橫斷麵研究不同於明顯的病例對照研究,盡管高潛在的偏見。我們的目的是評估設計和分析功能,是常見的兩種類型的研究。彙集估計設計的影響是獨立於質量評估。
抽象的審核、數據提取和質量評分由兩個評論家(J獨立進行。年代和中頻)和共識的結果合並。完整的結果(在線的質量得分是可用的
我們加權一些具體日誌優勢比或其他比率措施情況下控製和橫斷麵研究的逆計算池估計方差。在我們的搜索,我們找不到任何群組研究。對於每一個研究中,我們使用效果的評估措施,調整了混雜因素的數量最多。我們現在固定後果和隨機池估計但異質性在場時使用後者。優勢比被認為是無偏的估計發病率比。
我們計算優勢比任何酒精的攝入量和攝入高,分類後,由每個人學習。研究未能提供數據的估計不同級別的飲酒,但相反,是/否的基礎上評估飲酒,都包含在“任何攝入量”組。
從他們沒有可說明的或計算,我們排除了這些研究的結果,提出了飲酒和PMS分數之間的相關係數。
我們使用了DerSimonian和Laird問測試來檢查異質性。量化這種異質性我們計算總方差的比例由於之間的方差(Ri統計)。
我們首先評估發表偏倚,視覺,用漏鬥圖,然後更正式,艾格博士提出的使用測試
我們確定了19 8個不同國家的研究,滿足我們的入選標準。
絕大多數的文章檢索最初被排除在外,因為他們沒有提供任何效果的措施。更具體地說,我們丟棄20研究(
研究選擇的流程圖。
為進一步信息我們聯係作者的文章的細節數據不足以影響計算的措施。我們從三位作者取得合作。
森林的一些具體和集中或飲酒和經前綜合症:任何喝酒。
森林的一些具體和集中或飲酒和經前綜合症:酗酒。
或經前綜合症和95%獨聯體和飲酒
源 | 設計 | 國家 | 人口 | 任何 |
光喝 | 適度飲酒 | 酗酒 | 研究大小或 |
調節變量 |
Wilsnack 1984 |
橫截麵 | 美國 | 國家樣本≥21歲 |
1.11 (0.89 - -1.40) | 0.86 (0.59 - -1.25) | 1.15 (0.80 - -1.65) | 1.57 (0.99 - -2.49) | 2552年 | 未指定 |
堅固的1986 |
病例對照 | 美國 | 病人20-48年 | 3.32 (1.85 - -5.97) | - - - - - - | - - - - - - | 3.32 (1.85 - -5.97) | 223/923 | 未指定 |
Rossignol 1991 |
橫截麵 | 美國 | Students18-22年 | 2.11 (1.99 - -2.22) | - - - - - - | 2.35 (1.64 - -3.37) | 2.10 (1.99 - -2.22) | 853年 | 未指定 |
可以1993 |
病例對照 | 美國 | 誌願者 | 2.00 (0.96 - -4.17) | 1.34 (0.82 - -2.19) | 1.40 (0.63 - -2.13) | 9.73 (2.68 - -35.29) | 102/102 | 年齡,種族 |
Chuong 1993 |
病例對照 | 美國 | 病人 | 3.74 (2.27 - -6.18) | 3.29 (1.95 - -5.56) | 5.39 (1.12 - -25.87) | 9.41 (1.14 - -77.57) | 190/182 | 未指定 |
Deuster 1999 |
橫截麵 | 美國 | 一般人群18至44歲 | 2.5 (1.1 - -5.9) | - - - - - - | - - - - - - | 2.5 (1.1 - -5.9) | 874年 | 初潮的年齡,種族,年齡,月經期,身體質量指數,教育、吸煙、壓力得分,飲食、身體活動 |
胡拉尼2004 |
病例對照 | 美國 | 海軍人員49年 | 1.62 (1.08 - -2.42) | - - - - - - | - - - - - - | 1.62 (1.08 - -2.42) | 3861/2165 | 人口統計變量和生活方式 |
2005年老澳 |
橫截麵 | 美國 | 國家樣本18-55年 | 1.4 (1.1 - -1.7) | - - - - - - | - - - - - - | 1.4 (1.1 - -1.7) | 648年11 | 年齡、種族、教育、婚姻狀況、就業狀況 |
科比2006年 |
病例對照 | 英國 | 誌願者18-47年 | 0.73 (0.28 - -1.85) | - - - - - - | - - - - - - | - - - - - - | 31/27 | 年齡、身體質量指數 |
黃金2007 |
橫截麵 | 美國 | 人口從一個隊列42-52年 | 0.98 (0.89 - -1.07) | 0.82 (0.66 - -1.01) | 1.02 (0.91 - -1.13) | - - - - - - | 3012年 | 未指定 |
瑞德2008 |
病例對照 | 美國 | 誌願者 | 0.51 (0.13 - -1.93) | - - - - - - | - - - - - - | - - - - - - | 14/15 | 未指定 |
Bertone-Johnson 2009 |
病例對照 | 美國 | 護士健康研究的人口 | 1.13 (1.03 - -1.27) | 1.05 (0.91 - -1.20 | 1.28 (1.10 - -1.50) | 1.09 (0.92 - -1.28) | 1057/1968 | 年齡、診斷,平價、避孕、吸煙,懷孕,身體質量指數,輸卵管結紮,抗抑鬱藥,童年創傷,飲食 |
薩德勒2010年 |
橫截麵 | 英國 | 一般人群20 - 34年 | 0.83 (0.65 - -1.08) | 0.83 (0.53 - -1.29) | 0.80 (0.51 - -1.25) | 0.87 (0.56 - -1.35) | 974年 | 年齡、教育程度、身體質量指數、吸煙、壓力、避孕 |
Skrzypulec-Plinta 2010 |
橫截麵 | 波蘭 | 成熟女性一般人群18 - 45年 | 2.43 (0.86 - -6.89) | - - - - - - | - - - - - - | - - - - - - | 1540年 | 未指定 |
Forrester-Knauss 2011 |
橫截麵 | 瑞士 | 國家樣本> 50 |
0.59 (0.27 - -1.27) | 0.78 (0.58 - -1.04) | 0.34 (0.13 - -0.88) | - - - - - - | 3518年 | 未指定 |
Pinar 2011 |
橫截麵 | 土耳其 | Students18-28年 | 0.80 (0.43 - -1.48) | - - - - - - | - - - - - - | - - - - - - | 316年 | 未指定 |
香港2012年 |
橫截麵 | 韓國 | 從排水區人口49年 | 3.32 (1.76 - -6.27) | - - - - - - | - - - - - - | 3.32 (1.76 - -6.27) | 2499年 | 年齡 |
程2013 |
橫截麵 | 台灣 | 學生 | 2.85 (1.18 - -6.84) | - - - - - - | - - - - - - | 2.85 (1.18 - -6.84) | 1699年 | 年齡、教育程度、周期規律、吸煙、鍛煉、飲食 |
居2015 |
隊列 | 澳大利亞 | 一般人群18 - 23年 | 1.10 (1.05 - -1.14) | - - - - - - | - - - - - - | 1.17 (1.07 - -1.28) | 7102年 | 年齡、藥物使用、教育、婚姻狀況、收入、住所、身體質量指數、吸煙、婦科變量,抑鬱 |
池或經前綜合症和95% (CI)和任何酒精的攝入量
許多研究 | 或(95% CI)固定效果 | 或(95% CI)隨機效應 | 國際扶輪* | Q檢驗P值 | |
所有的研究 | 19 | 1.31 (1.28 - 1.35) | 1.45 (1.17 - 1.79) | 0.98 | 0.0001 |
病例對照研究 | 7 | 1.27 (1.14 - 1.41) | 1.66 (1.04 - 2.64) | 0.93 | 0.0001 |
橫斷麵研究 | 11 | 1.67 (1.60 - 1.74) | 1.40 (1.00 - 1.94) | 0.98 | 0.0001 |
直接計算 | 17 | 1.31 (1.28 - 1.35) | 1.51 (1.22 - 1.88) | 0.98 | 0.0001 |
質量分數≥3 | 10 | 1.11 (1.07 - 1.14) | 1.22 (1.05 - 1.42) | 0.90 | 0.0003 |
質量分數< 3 | 9 | 1.73 (1.66 - 1.80) | 1.50 (1.03 - 2.20) | 0.98 | 0.0001 |
完整的調整 | 7 | 1.10 (1.07 - 1.14) | 1.18 (1.01 - 1.38) | 0.90 | 0.005 |
不完整的調整 | 12 | 1.70 (1.63 - 1.77) | 1.47 (1.07 - 2.03) | 0.98 | 0.0001 |
驗證風險敞口 | 11 | 1.09 (1.05 - 1.12) | 1.09 (0.99 - 1.20) | 0.77 | 0.006 |
非驗證接觸 | 8 | 2.06 (1.96 - 2.16) | 1.91 (1.40 - 2.62) | 0.96 | 0.0001 |
驗證診斷 | 12 | 1.85 (1.77 - 1.94) | 1.38 (0.99 - 1.92) | 0.97 | 0.0001 |
非驗證診斷 | 7 | 1.10 (1.07 - 1.14) | 1.38 (1.16 - 1.65) | 0.95 | 0.0001 |
高響應率 | 5 | 1.16 (1.05 - 1.28) | 1.36 (0.99 - 1.88) | 0.86 | 0.003 |
低反應率 | 14 | 1.32 (1.29 - 1.36) | 1.46 (1.13 - 1.89) | 0.98 | 0.0001 |
定義目標人群 | 12 | 1.10 (1.07 - 1.13) | 1.20 (1.07 - 1.36) | 0.86 | 0.0001 |
未定義的目標人群 | 7 | 2.05 (1.95 - 2.15) | 1.65 (1.02 - 2.67) | 0.99 | 0.0001 |
美國的研究 | 12 | 1.63 (1.57 - 1.70) | 1.56 (1.17 - 2.08) | 0.98 | 0.0001 |
世界其它地區 | 7 | 1.10 (1.06 - 1.14) | 1.24 (0.89 - 1.72) | 0.98 | 0.0001 |
*總方差的比例由於之間的方差。
池(或)和95% (CI)經前綜合症和高酒精的攝入量
許多研究 | 或(95% CI)固定效果 | 或(95% CI)隨機效應 | 國際扶輪* | Q檢驗P值 | |
所有的研究 | 13 | 1.71 (1.63 - 1.78) | 1.79 (1.39 - 2.32) | 0.96 | 0.0001 |
病例對照研究 | 5 | 1.27 (1.10 - 1.47) | 2.48 (1.30 - 4.76) | 0.93 | 0.0001 |
橫斷麵研究 | 7 | 2.02 (1.91 - 2.12) | 1.76 (1.32 - 2.36) | 0.95 | 0.0001 |
直接計算 | 12 | 1.91 (1.82 - 2.01) | 1.90 (1.45 - 2.49) | 0.95 | 0.0001 |
質量分數≥3 | 8 | 1.20 (1.11 - 1.29) | 1.41 (1.14 - 1.74) | 0.81 | 0.001 |
質量分數< 3 | 5 | 2.05 (1.95 - 2.16) | 2.33 (1.60 - 3.41) | 0.96 | 0.0001 |
完整的調整 | 6 | 1.17 (1.08 - 1.26) | 1.23 (1.03 - 1.48) | 0.72 | 0.03 |
不完整的調整 | 7 | 2.05 (1.95 - 2.16) | 2.25 (1.66 - 3.05) | 0.95 | 0.0001 |
驗證風險敞口 | 7 | 1.18 (1.09 - 1.27) | 1.32 (1.06 - 1.64) | 0.81 | 0.003 |
非驗證接觸 | 6 | 2.06 (1.95 - 2.17) | 2.25 (1.66 - 3.06) | 0.95 | 0.0004 |
驗證診斷 | 7 | 1.95 (1.85 - 2.06) | 1.98 (1.31 - 3.00) | 0.98 | 0.0001 |
非驗證診斷 | 6 | 1.26 (1.16 - 1.36) | 1.58 (1.22 - 2.05) | 0.86 | 0.001 |
高響應率 | 4 | 1.23 (1.06 - 1.42) | 1.84 (1.07 - 3.17) | 0.91 | 0.001 |
低反應率 | 9 | 1.76 (1.68 - 1.84) | 1.80 (1.32 - 2.47) | 0.97 | 0.0001 |
定義目標人群 | 8 | 1.23 (1.15 - 1.32) | 1.45 (1.21 - 1.75) | 0.78 | 0.001 |
未定義的目標人群 | 5 | 2.09 (1.98 - 2.21) | 2.49 (1.36 - 4.58) | 0.99 | 0.0001 |
美國的研究 | 9 | 1.92 (1.83 - 2.02) | 1.91 (1.41 - 2.59) | 0.96 | 0.0001 |
世界其它地區 | 4 | 1.19 (1.09 - 1.30) | 1.58 (0.95 - 2.63) | 0.96 | 0.001 |
*總方差的比例由於之間的方差。
攝入酒精與溫和的經前綜合症的風險增加(或= 1.45,95%置信區間CI: 1.17 - 1.79),而酗酒增加產生了更大的風險比喝(或= 1.79,95%置信區間CI: 1.39 - 2.32)。酗酒是導致更高的風險比在所有子群估計喝。病例對照研究的聯合估計高於橫斷麵研究任何飲酒和酗酒。當我們限製我們的分析與研究,提出或估計,也就是說,當我們排除了研究計算標準化意味著差異,彙集估計更高:池或= 1.51;95%可信區間1.22到1.88的飲酒和1.90;95%可信區間1.45到2.49為酗酒。
聯合估計的研究高質量分數低於從低質量的研究。
除了標準驗證診斷和標準的高響應率的任何飲酒組估計是類似的,當我們考慮質量標準單獨而不是僅僅作為一個全球質量分數,駝鹿指南推薦的,
在這個薈萃分析中大約三分之二的研究進行了美國的人口。估計從美國研究是高於其他國家,在任何飲酒組和酗酒組。
漏鬥圖(
漏鬥圖的日誌和SE的日誌或飲酒和經前綜合症。
進一步評估的可能性,我們的結果可能是由於發表偏倚,我們假設橫斷麵研究代表發布的設計是最不可能如果結果是空的。我們重新計算下池估計極端假設如下:(1)出版的橫斷麵研究隻有一半的飲酒和經前綜合症的研究,(2)所有未發表的研究發現一個或者1,(3)未發表的研究發現相同的經前綜合症患病率平均發表的研究。在這些極端的假設下,隨機效應估計仍有顯著提高危險度:= 1.21 (95% CI 1.06 - 1.39)或任何飲酒或= 1.39 (95% CI 1.15 - 1.69)酗酒。
我們的係統回顧和薈萃分析的結果表明,飲酒與適度增加經前綜合症的風險。酗酒增加更明顯,讚成的因果解釋酒精攝入和項目經理之間的關係。
這些研究結果非常重要,鑒於全球患病率女性飲酒不是可以忽略不計。在世界範圍內,目前女性飲酒者的比例是28.9%,而重女性飲酒者的5.7%。在歐洲和美國這些數字要高得多,達到59.9%,當前飲酒為12.6%,在歐洲大量飲酒。
飲酒會煞有介事地增加經前綜合症的風險通過改變的性類固醇激素和促性腺激素水平在月經周期。經前綜合症之前發現與這些性激素的波動周期。
相對大量的研究,在研究結果的一致性設計和設置提供了大量的流行病學證據表明,飲酒可能與經前綜合症的風險增加有關。然而,非因果解釋的關係應該仔細評估。
首先,發表偏倚是極不可能的解釋我們的結果,隨著飲酒和項目經理之間的聯係仍然強勁,即使非常保守的假設關於數量,大小,研究可能的結果,而不是包含在我們的薈萃分析。同時,不對稱的結果測試的漏鬥圖以及trim-and-fill方法沒有改變我們的結果。
第二,殘餘混雜(從未知的混雜變量沒有被調整)可能會引入偏見在任何觀察研究的薈萃分析。值得注意的是,隻有在這個薈萃分析中三分之一的研究認為吸煙的調整,盡管潛在的混雜因素。
第三,測量誤差和錯誤分類的酒精攝入量是可能發生的,因為女性可能低估了酒精的攝入量是許多社會持有更多的女性比男性飲酒的負麵態度的喝酒。
第四,考慮到在這個薈萃分析中相當大一部分的研究使用了一個橫斷麵設計、反向因果關係的過程,其中PMS-affected女性用酒精來緩解這種綜合症的影響,可以引入所謂的原始的偏見和因此,解釋觀察到的結果。雖然這個假設在理論上被拒絕是因為兩個類別的彙集估計喝比橫斷麵研究更高的病例對照研究,應該注意的是,在這個薈萃分析中幾個病例對照研究,評估飲酒可能是伴隨PMS的評估。這個假設是那麼合理。
此外,在我們的亞組分析中,我們無法確定任何因素占研究異質性。這種情況非常頻繁和薈萃分析專家,異質性更應被視為規則,而不是例外。
我們的分析表明,飲酒適度與經前綜合症相關的風險。結果的一致性和的存在似是而非的生物機製加強我們的結論。未來的研究應該在接觸減少測量誤差通過問卷調查進行驗證。這些研究應該避免的橫斷麵設計,專注於確定是否有飲酒閾下對經前綜合症的有害影響是不存在的。
作者要感謝沙龍Willsnack和傑夫Kiesner提供未公開的具體數據。作者通過文章的最終版本。所有作者同意負責所有方麵的工作在確保相關問題的準確性或完整性的任何部分工作適當的調查和解決。所有作者已經完成了統一的相互競爭的利益形式(可在請求從相應的作者),聲明:不支持任何提交的組織工作;沒有金融關係可能有興趣的任何組織提交的工作在前三年,沒有其他關係或活動似乎已經影響了提交工作。相應的作者肯定這手稿是一個誠實的,準確的,和透明的研究報告;,沒有省略研究的重要方麵;按計劃,任何差異的研究已經解釋道。
MdM電腦係統的執行搜索,文獻複習,偏見的風險評估、分析和修訂手稿,數據和表。JS偏見的風險評估和修訂後的手稿。嗨提供未發表的數據和參與的修訂手稿。BT的互補搜索,發表偏倚評估和修訂的最後的手稿,數據和表。他作為擔保人。
這項研究沒有得到具體撥款資助機構在公眾,商業或非營利部門。
沒有宣布。
不是必需的。
不是委托;外部同行評議。
沒有額外的數據除了那些可用的表和補充文件的手稿。數據庫準備進行分析可以獲得相應的作者。