基于生活方式與肝膽惡性腫瘤發(fā)生發(fā)展因果關(guān)系的孟德?tīng)栯S機(jī)化研究

［摘 要］ 目的：探討使用孟德?tīng)栯S機(jī)化研究方法分析生活方式與肝膽惡性腫瘤發(fā)生發(fā)展的因果關(guān)系，為肝膽惡性腫瘤預(yù)防和治療提供潛在臨床證據(jù)。方法：納入相互獨(dú)立的大規(guī)模全基因組關(guān)聯(lián)研究（GWAS） 匯總數(shù)據(jù)，設(shè)定七步納入標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行工具變量篩選。暴露的生活方式包括飲食中碳水化合物攝入百分率、脂肪攝入百分率、蛋白質(zhì)攝入百分率、咖啡攝入量、每周飲酒次數(shù)、閑暇時(shí)電子屏幕接觸時(shí)間、閑暇時(shí)中高強(qiáng)度體育運(yùn)動(dòng)（MVPA）、工作時(shí)的久坐行為、首次吸煙年齡、每日吸煙數(shù)量、目前吸煙狀態(tài)和既往吸煙狀態(tài)共12 種表型。采用逆方差加權(quán)法（IVW） 的隨機(jī)效應(yīng)模型作為主分析方法，采用Cochrane’s Q檢驗(yàn)評(píng)估異質(zhì)性，采用MR-Egger截距法檢驗(yàn)水平多效性。結(jié)果：目前吸煙狀態(tài)與易患肝外膽管癌呈顯著因果關(guān)系（OR=1. 607，95%CI：1. 113～2. 322，P=0. 011）。咖啡攝入量較高與患肝癌及肝內(nèi)膽管癌的較高風(fēng)險(xiǎn)有顯著因果關(guān)系（OR=1. 000，95%CI：0. 999～1. 000，P=0. 012）。在體育活動(dòng)中， 較多的MVPA 與患肝癌及肝內(nèi)膽管癌的較低風(fēng)險(xiǎn)具有顯著因果關(guān)系（OR=0. 998，95%CI： 0. 996～0. 999，P=0. 002）。Cochrane’s Q 檢驗(yàn)提示MVPA 與肝外膽管癌（Q=18. 354， P=0. 049） 和蛋白質(zhì)攝入百分率與肝癌及肝內(nèi)膽管癌（Q=12. 715， P=0. 026） 具有輕度異質(zhì)性，MR-Egger截距法顯示本研究無(wú)水平多效性。結(jié)論：目前吸煙狀態(tài)與患肝外膽管癌的高風(fēng)險(xiǎn)具有因果關(guān)系，較多的MVPA 與患肝癌及肝內(nèi)膽管癌的較低風(fēng)險(xiǎn)具有因果關(guān)系。對(duì)患者進(jìn)行適當(dāng)?shù)慕錈焺駥?dǎo)和體育運(yùn)動(dòng)教育可能會(huì)為預(yù)防肝膽惡性腫瘤提供潛在益處。

［關(guān)鍵詞］ 生活方式； 肝內(nèi)膽管腫瘤； 膽管腫瘤； 肝腫瘤； 孟德?tīng)栯S機(jī)化研究

［中圖分類(lèi)號(hào)］ R735 ［文獻(xiàn)標(biāo)志碼］ A

肝膽惡性腫瘤是一類(lèi)進(jìn)展迅猛且發(fā)病隱匿的惡性腫瘤，根據(jù)其解剖位置，可分為位于肝內(nèi)的肝細(xì)胞癌和肝內(nèi)膽管癌、位于肝外的肝外膽管癌及肝門(mén)部膽管癌［1］。目前， 肝膽惡性腫瘤的病因尚不明確， 對(duì)其發(fā)生和進(jìn)展分子機(jī)制的研究較少［2］。因此，了解其病因，對(duì)其進(jìn)行預(yù)防，能夠極大地減少患者痛苦。近年來(lái)，許多肝膽惡性腫瘤的危險(xiǎn)因素被逐漸發(fā)現(xiàn)，包括病毒感染、肝吸蟲(chóng)感染、酒精性肝病、肥胖、糖尿病、黃曲霉素暴露、非酒精性脂肪性肝病和生活方式等［3-5］。隨著流行病學(xué)和營(yíng)養(yǎng)學(xué)的發(fā)展和進(jìn)步，生活方式對(duì)于疾病的影響逐漸被重視。研究［6-11］ 顯示：飲食構(gòu)成、抽煙、飲酒和體育活動(dòng)等生活方式均與肝膽惡性腫瘤的發(fā)生發(fā)展存在關(guān)聯(lián)。但生活方式和肝膽惡性腫瘤發(fā)生的因果關(guān)系尚未完全闡明。生活方式作為一種日常活動(dòng)和行為習(xí)慣，需要較長(zhǎng)時(shí)間才能夠?qū)θ梭w和疾病的發(fā)生發(fā)展產(chǎn)生作用。常規(guī)的隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)成本高昂，也較難為其因果關(guān)系提供證據(jù)。隨著DNA 測(cè)序技術(shù)的進(jìn)一步發(fā)展和成本的降低， 全基因組關(guān)聯(lián)分析（genome-wide association studies， GWAS） 可以探索個(gè)體全基因組中遺傳多態(tài)性與疾病的關(guān)系［12］。孟德?tīng)栯S機(jī)化作為一種新型的流行病學(xué)研究方法，以孟德?tīng)柕诙z傳定律為原理，以 GWAS 為數(shù)據(jù)基礎(chǔ)， 逐漸被應(yīng)用于探索暴露與表型因果關(guān)系方面的研究［13］。 由于基因在受精卵形成時(shí)的隨機(jī)性和基因多態(tài)性自由組合的時(shí)序性，基于樣本量較大的GWAS 數(shù)據(jù)能夠探索基因多態(tài)性所對(duì)應(yīng)表型之間的因果關(guān)系和使用較低的成本提供較高等級(jí)的臨床證據(jù)，減少結(jié)果偏倚，為臨床工作提供潛在的信息。近年來(lái)， 國(guó)內(nèi)外研究［14-18］ 使用孟德?tīng)栯S機(jī)化探索糖尿病、肥胖、骨關(guān)節(jié)炎和腦卒中等多種疾病發(fā)生的因果關(guān)系。目前關(guān)于生活方式和肝膽惡性腫瘤相關(guān)關(guān)系的研究報(bào)道較少，本研究通過(guò)兩樣本孟德?tīng)栯S機(jī)化研究方法，探索最常見(jiàn)的生活方式，包括飲食構(gòu)成、咖啡攝入、飲酒、日常身體活動(dòng)和吸煙等與肝膽惡性腫瘤發(fā)生發(fā)展的因果關(guān)系，為肝膽惡性腫瘤的預(yù)防和治療提供參考。

1 資料與方法

1. 1 研究設(shè)計(jì)

本研究遵循孟德?tīng)栯S機(jī)化研究設(shè)計(jì)的報(bào)告規(guī)范（Strengthening the Reporting ofObservational Studies in Epidemiology-MendelianRandomization，STROBE-MR）［19］。試驗(yàn)設(shè)計(jì)暴露因素為12 種生活方式表型， 包括飲食中碳水化合物攝入百分率、脂肪攝入百分率、蛋白質(zhì)攝入百分率、咖啡攝入量、每周飲酒次數(shù)、閑暇時(shí)電子屏幕接觸時(shí)間、閑暇時(shí)中高強(qiáng)度體育運(yùn)動(dòng)（moderateto vigorous intensity physical activity， MVPA）、工作時(shí)的久坐行為（久坐工作或非久坐工作）、首次吸煙年齡、每日吸煙數(shù)量、目前吸煙狀態(tài)和既往吸煙狀態(tài)。暴露的GWAS 樣本量為33 355～848 460 例， 均來(lái)源于歐洲血統(tǒng)的 GWAS 薈萃分析， 以保證和結(jié)局的隊(duì)列相互獨(dú)立。具體各隊(duì)列的研究設(shè)計(jì)可通過(guò)PubMed ID 進(jìn)行查詢。本研究暴露的生活方式表型定義、數(shù)據(jù)來(lái)源PubMed ID 和樣本量見(jiàn)表1 。根據(jù)腫瘤解剖位置， 肝外膽管癌、肝癌和肝內(nèi)膽管癌等肝膽惡性腫瘤被定為本研究的結(jié)局。 肝外膽管癌的 GWAS 數(shù)據(jù)來(lái)源于一項(xiàng)匯總分析［20］， 其樣本量為 635 710 例，數(shù)據(jù)庫(kù) ID 為 GCST90018803； 肝癌和肝內(nèi)膽管癌的 GWAS 數(shù)據(jù)來(lái)源于英國(guó)生物銀行， 樣本量為 372 366 例， 英國(guó)生物銀行數(shù)據(jù)庫(kù) ID 為ieu-b-4915。

1. 2 工具變量篩選

孟德?tīng)栯S機(jī)化研究包括 3項(xiàng)假設(shè)：①相關(guān)性假設(shè)，作為工具變量的遺傳變異與暴露有關(guān)；②獨(dú)立性假設(shè)，遺傳變異與目標(biāo)結(jié)果無(wú)共同的混雜因素；③排斥性假設(shè)，除暴露外，遺傳變異與結(jié)果之間無(wú)獨(dú)立的因果途徑。為了滿足孟德?tīng)栯S機(jī)化三大假設(shè)，本研究設(shè)定嚴(yán)格的七步工具變量篩選步驟。首先，為滿足相關(guān)性假設(shè)，工具變量與暴露顯著強(qiáng)相關(guān)，根據(jù)GWAS 匯總數(shù)據(jù)的原始研究設(shè)定了單核苷酸多態(tài)性（single nucleotidepolymorphism， SNP） 與暴露相關(guān)性P 值的閾值，以代表工具變量與暴露的相關(guān)性，閾值越小，相關(guān)性越強(qiáng)。為保證每一項(xiàng)暴露均可獲得足夠的工具變量，需選擇不同的閾值，對(duì)于飲食（碳水化合物、脂肪和蛋白質(zhì)攝入百分率）， 閾值設(shè)定為5×10－5 ［21］；對(duì)于咖啡攝入量和吸煙（首次吸煙年齡、每日吸煙數(shù)量、目前吸煙狀態(tài)和既往吸煙狀態(tài)） 及每周飲酒次數(shù)，SNP 與暴露相關(guān)性P 值的閾值設(shè)定為5×10－6 ［22-23］； 對(duì)于身體活動(dòng)（閑暇時(shí)電子屏幕接觸時(shí)間、閑暇時(shí)MVPA 和工作時(shí)的久坐行為），SNP 與暴露相關(guān)性P 值的閾值設(shè)定為5×10－8 ［24］。第二步，為了避免連鎖不平衡效應(yīng)，基因座位點(diǎn)間物理距離lt;10 000 kb范圍內(nèi)且相關(guān)系數(shù)（r2） ≥0. 001的SNP 被排除。在DNA 序列中，距離較近的SNP在減數(shù)分裂及受精卵形成過(guò)程中合并組合， 導(dǎo)致假隨機(jī)效應(yīng)的產(chǎn)生， 將基因座位點(diǎn)間物理距離lt;10 000 kb 范圍內(nèi)且r2≥0. 001 的SNP 排除可降低該效應(yīng)。體質(zhì)量指數(shù)（body mass index， BMI） 是膽管相關(guān)腫瘤的一個(gè)重要危險(xiǎn)因素。為了滿足孟德?tīng)栯S機(jī)化的第二大假設(shè)，即工具變量與混雜因素?zé)o關(guān)， 本研究設(shè)計(jì)第三步和第四步工具變量篩選步驟， 刪除了各個(gè)生活方式暴露中重復(fù)的SNP 和與BMI 相關(guān)的SNP。第五步進(jìn)行生活方式暴露與結(jié)局的對(duì)應(yīng)， 排除在結(jié)局中不存在的SNP。為了滿足假設(shè)三， 第六步中排除了與結(jié)局相關(guān)的SNP。最后進(jìn)行孟德?tīng)栯S機(jī)化多態(tài)性個(gè)數(shù)總和與離群值（Mendelian Randomization Pleiotropy RESidualSum and Outlier，MR-PRESSO） 檢驗(yàn)，剔除了SNP中的離群值。為了評(píng)價(jià)工具變量的預(yù)測(cè)強(qiáng)度，計(jì)算工具變量的F 值和R2 值，F(xiàn) 值用于評(píng)估暴露相關(guān)的SNP 的遺傳效力， R2 用于評(píng)價(jià)該工具變量對(duì)于結(jié)局的解釋程度［25］。

1. 3 統(tǒng) 計(jì) 學(xué) 分 析

采 用 R 4. 2. 1 軟 件 及TwoSampleMR” 包和“forestplot” 包進(jìn)行數(shù)據(jù)分析和可視化。采用逆方差加權(quán)法（inverse varianceweighted， IVW） 的隨機(jī)效應(yīng)模型作為主分析方法， 可保證結(jié)果的假陽(yáng)性率較低［26］。采用加權(quán)中位數(shù)法和MR-Egge 回歸法進(jìn)行數(shù)據(jù)分析， 并對(duì)IVW 隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行敏感性分析， 采用Cochrane’s Q 檢驗(yàn)法對(duì)SNP 進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)，MR-PRESSO 法剔除帶有異質(zhì)性的SNP， MREgger截距法檢驗(yàn)水平多效性。以 Plt;0. 05 為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。 為減少多次測(cè)量產(chǎn)生的數(shù)據(jù)偏倚， 采用 Bonferroni 校正法調(diào)整 P 值， 共進(jìn)行了 24 次校正， 最終以 Plt;0. 002 為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié) 果

2. 1 工具變量篩選

283個(gè)SNPs用于探索生活方式與肝外膽管癌的因果關(guān)系，同時(shí)234 個(gè)SNPs 用于探索生活方式與肝癌和肝內(nèi)膽管癌的因果關(guān)系。所有的工具變量F 值均gt;10，表明納入的SNPs 具有較高較好的預(yù)測(cè)強(qiáng)度，不受弱工具變量的影響。見(jiàn)表2。

2. 2 生活方式與肝外膽管癌的因果關(guān)系

在肝外膽管癌與吸煙的關(guān)系中，目前吸煙狀態(tài)與易患肝外膽管癌呈顯著因果關(guān)系（OR=1. 607， 95%CI：1. 113～2. 322，P=0. 011），首次吸煙年齡（OR=1. 239，95%CI：0. 528～2. 905，P=0. 622）、每日吸煙數(shù)量（OR=1. 351， 95%CI： 0. 703～2. 599，P=0. 367） 和既往吸煙狀態(tài)（OR=1. 383，95%CI：0. 987～1. 938，P=0. 059） 與患肝外膽管癌的風(fēng)險(xiǎn)無(wú)因果關(guān)系。飲食中碳水化合物攝入百分率（OR=1. 004， 95%CI： 0. 917～1. 099， P=0. 931）、脂肪攝入百分率（OR=0. 927， 95%CI：0. 766～1. 121， P=0. 433）、蛋白質(zhì)攝入百分率（OR=1. 044，95%CI：0. 822～1. 325，P=0. 727）、咖啡攝入量（OR=1. 010，95%CI：0. 980～1. 040，P=0. 522）、每周飲酒次數(shù)（OR=0. 984，95%CI：0. 336～2. 876， P=0. 976）、閑暇時(shí)電子屏幕接觸時(shí)間（OR=0. 970， 95%CI： 0. 644～1. 462， P=0. 886）、MVPA （OR=0. 306， 95%CI： 0. 062～1. 503， P=0. 145） 和工作時(shí)的久坐行為（OR=1. 234， 95%CI： 0. 535～2. 845， P=0. 622） 與患肝外膽管癌的風(fēng)險(xiǎn)無(wú)因果關(guān)系。見(jiàn)圖1。

2. 3 生活方式與肝癌及肝內(nèi)膽管癌因果關(guān)系

飲食中碳水化合物攝入百分率（OR=1. 000，95%CI：0. 999～1. 001，P=0. 480）、脂肪攝入百分率（OR=1. 000，95%CI：0. 999～1. 001，P=0. 073）、蛋白質(zhì)攝入百分率（OR=1. 000，95%CI：0. 999～1. 001，P=0. 519） 和每周飲酒次數(shù)（OR=0. 925，95%CI：0. 998～1. 002，P=0. 925） 均與患肝癌及肝內(nèi)膽管癌的風(fēng)險(xiǎn)無(wú)因果關(guān)系?？Х葦z入量與患肝癌及肝內(nèi)膽管癌的較高風(fēng)險(xiǎn)具有顯著因果關(guān)系（OR=1. 000，95%CI： 0. 999～1. 000， P=0. 012）。在身體活動(dòng)中， MVPA 與患肝癌及肝內(nèi)膽管癌的較低風(fēng)險(xiǎn)具有顯著因果關(guān)系（OR=0. 998， 95%CI： 0. 996～0. 999， P=0. 002）， 閑暇時(shí)電子屏幕接觸時(shí)間（OR=1. 000，95%CI：0. 999～1. 001，P=0. 408）和工作時(shí)的久坐行為（OR=1. 000， 95%CI：0. 999～1. 002，P=0. 667） 與患肝癌及肝內(nèi)膽管癌的風(fēng)險(xiǎn)無(wú)因果關(guān)系。首次吸煙年齡（OR=1. 000，95%CI： 0. 998～1. 002， P=0. 871）、每日吸煙數(shù)量（OR=1. 001， 95%CI： 1. 000～1. 002， P=0. 244）、既往吸煙狀態(tài)（OR=1. 001， 95%CI：1. 000～1. 002，P=0. 152） 和目前吸煙狀態(tài)（OR=1. 000， 95%CI： 0. 999～1. 001， P=0. 785） 均與患肝癌及肝內(nèi)膽管癌的風(fēng)險(xiǎn)無(wú)因果關(guān)系。見(jiàn)圖2。

2. 4 敏感性分析

敏感性分析結(jié)果顯示：本研究具有較好的穩(wěn)定性。 Cochrane’s Q 檢 驗(yàn) 中，MVPA 與肝外膽管癌（Q=18. 354， P=0. 049）和蛋白質(zhì)攝入百分率與肝癌及肝內(nèi)膽管癌（Q=12. 715，P=0. 026） 具有輕度異質(zhì)性。 多效性分析中， MR-Egger 截距法檢驗(yàn)結(jié)果顯示：本研究無(wú)水平多效應(yīng)， 所有 P 值均 gt;0. 05。見(jiàn)表3。

3 討 論

既往觀察性研究［6-11］ 主要分析生活方式與肝膽惡性腫瘤發(fā)生發(fā)展的關(guān)聯(lián)性，對(duì)于二者之間的因果關(guān)系的研究較少。生活方式作為日常生活中常見(jiàn)的暴露因素，分析其與肝膽惡性腫瘤發(fā)生發(fā)展的因果關(guān)系，并為調(diào)控日常生活方式對(duì)疾病的發(fā)生發(fā)展提供較高等級(jí)的臨床證據(jù)，有利于減少肝膽惡性腫瘤的發(fā)生率，減少患者和社會(huì)的負(fù)擔(dān)。

本研究采用IVW 隨機(jī)效應(yīng)模型分析生活方式與肝膽惡性腫瘤的因果關(guān)系。IVW 模型要求遺傳變異對(duì)結(jié)果變量的影響預(yù)估準(zhǔn)確，確保不同遺傳變異之間相互獨(dú)立，以避免相關(guān)性引入估計(jì)的偏差，并且需要保證結(jié)果變量測(cè)量準(zhǔn)確以獲取準(zhǔn)確的預(yù)估結(jié)果。

本研究結(jié)果顯示： 僅較多的MVPA 與較低患肝癌及肝內(nèi)膽管癌的風(fēng)險(xiǎn)有因果關(guān)系。研究［27］ 顯示：每周較高頻率的劇烈體育運(yùn)動(dòng)與肝細(xì)胞癌有顯著相關(guān)關(guān)系，與肝外細(xì)胞癌無(wú)相關(guān)性。因此，適當(dāng)進(jìn)行較多的MVPA 可能會(huì)降低患肝癌和肝內(nèi)膽管癌的風(fēng)險(xiǎn)， 但這一效應(yīng)可能在肝外膽管癌中并不明顯。

既往隊(duì)列研究［11］ 顯示：吸煙和飲酒與肝膽惡性腫瘤的發(fā)生有密切關(guān)聯(lián)。薈萃分析研究［28］ 發(fā)現(xiàn)：既往吸煙和目前吸煙狀態(tài)均與肝外膽管癌發(fā)生的高風(fēng)險(xiǎn)有關(guān)，目前吸煙狀態(tài)與肝內(nèi)膽管癌有關(guān)，而飲酒僅與肝內(nèi)膽管癌具有相關(guān)性。前瞻性研究［29］ 也得出了類(lèi)似的結(jié)論，酒精與肝內(nèi)膽管癌無(wú)相關(guān)性，但目前吸煙狀態(tài)與肝內(nèi)膽管癌發(fā)生的高風(fēng)險(xiǎn)具有相關(guān)性。本研究結(jié)果顯示：目前吸煙狀態(tài)與易患肝外膽管癌呈顯著因果關(guān)系。提示目前吸煙狀態(tài)與肝外膽管癌發(fā)生的高風(fēng)險(xiǎn)具有相關(guān)性，因此制定適當(dāng)?shù)慕】抵笇?dǎo)措施和戒煙教育具有潛在降低肝外膽管癌發(fā)生的作用。

飲食構(gòu)成與肝膽惡性腫瘤發(fā)生的關(guān)系中，高碳水化合物飲食會(huì)促進(jìn)全身代謝和腸道生態(tài)失調(diào)及慢性炎癥， 進(jìn)而影響肝膽惡性腫瘤的發(fā)生發(fā)展［30］。然而，關(guān)于飲食構(gòu)成與肝膽惡性腫瘤的相關(guān)性研究結(jié)果存在矛盾。 研究［31］ 顯示： 較高的紅肉攝入和較低的谷物、茶葉及膳食纖維攝入與肝癌發(fā)生的風(fēng)險(xiǎn)升高有顯著相關(guān)關(guān)系。但日本的一項(xiàng)隊(duì)列研究［32］ 結(jié)果顯示：飲食構(gòu)成與肝膽惡性腫瘤的相關(guān)性并不明顯。本研究結(jié)果顯示：碳水化合物、脂肪和蛋白質(zhì)3 種主要營(yíng)養(yǎng)素的攝入百分率與患肝膽惡性腫瘤的風(fēng)險(xiǎn)均無(wú)因果關(guān)系。

咖啡攝入量與肝膽惡性腫瘤之間的關(guān)系同樣存在爭(zhēng)議。一項(xiàng)隊(duì)列研究［33］ 結(jié)果顯示：咖啡攝入量與肝外膽管癌無(wú)關(guān)聯(lián)。但另一項(xiàng)多中心隊(duì)列研究［34］ 發(fā)現(xiàn)： 咖啡攝入量與肝內(nèi)膽管癌無(wú)相關(guān)性，但高咖啡攝入量與降低肝細(xì)胞癌的患病風(fēng)險(xiǎn)具有顯著相關(guān)性?？Х戎械木G原酸能夠通過(guò)其抗氧化作用，減少癌細(xì)胞凋亡和DNA 損傷，起到潛在的癌細(xì)胞保護(hù)作用［35］。本研究結(jié)果顯示： 咖啡攝入量與肝癌及肝內(nèi)細(xì)胞癌具有因果關(guān)系，但咖啡攝入量較高可能會(huì)增加患癌風(fēng)險(xiǎn)， 與既往研究［33-34］ 結(jié)果相矛盾?？Х葦z入量在肝膽惡性腫瘤中的具體作用仍需要進(jìn)一步確認(rèn)。

本研究具有一定的局限性：①研究基于的數(shù)據(jù)庫(kù)均來(lái)源于歐洲，以歐洲血統(tǒng)樣本為主，種族的單一性可能會(huì)引起結(jié)果偏倚；②本研究部分分析存在一定的異質(zhì)性，但異質(zhì)性均較為輕微，且在本研究中使用了隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，更加保守的模型能夠減少異質(zhì)性所引起的結(jié)果偏倚；③本研究采用的生活方式需要長(zhǎng)時(shí)間的暴露才能對(duì)結(jié)果產(chǎn)生影響， 但SNPs 的測(cè)量常常是在某一時(shí)間點(diǎn)進(jìn)行，因此可能會(huì)引起結(jié)果偏倚。

綜上所述， 基于大樣本量的GWAS 分析， 孟德?tīng)栯S機(jī)化研究方法仍能夠提供較強(qiáng)的臨床證據(jù)，規(guī)避隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)的大成本，為患者的臨床決策提供更加系統(tǒng)和科學(xué)的循證醫(yī)學(xué)證據(jù)。目前吸煙狀態(tài)與患肝外膽管癌的高風(fēng)險(xiǎn)具有顯著因果關(guān)系，較多的MVPA 與患肝癌及肝內(nèi)膽管癌的較低風(fēng)險(xiǎn)具有顯著因果關(guān)系。因此，對(duì)患者進(jìn)行適當(dāng)?shù)慕錈焺駥?dǎo)和體育運(yùn)動(dòng)教育對(duì)肝膽惡性腫瘤發(fā)病具有潛在的預(yù)防作用。

利益沖突聲明：所有作者聲明不存在利益沖突。

作者貢獻(xiàn)聲明：劉華青參與論文設(shè)計(jì)、撰寫(xiě)和修改，陳慶凱、陳永新、邱潤(rùn)昊、丁緒鵬、宋奉京、王巖和王葆林參與實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)的獲取和分析，曹宏參與實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。

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