Abstract
国際がん研究機関(Lyon,France)は最近、2,3,7,8-tetrachlorodibenzo-p-Dioxin(TCDD)のリスク評価を行った。-ダイオキシン(TCDD)はヒト発癌物質です。 定量的な暴露データを用いたヒトの研究とリスク評価はほとんど行われていない。 著者らは、以前に3,538人の米国の男性化学労働者の推定外部TCDD暴露に基づいて暴露応答分析を実施し、累積暴露の増加に伴ってすべての癌に正の傾向 本研究では、推定された外部曝露と既知の血清TCDDレベルの両方を有する1988年の170人の労働者からのデータを用いて、両者の関係を導出した。 この導出された関係は、すべての3,538労働者のための時間をかけて血清TCDDレベルを推定するために使用され、新しい用量応答分析は、累積血清レベルを 正の傾向(p=0。003)推定ログ累積TCDD血清レベルと癌死亡率との間に見出された。 男性の場合、1日あたりの体重の1.0pg/kgのTCDD摂取を与えられた癌で死亡する過剰寿命(75年)のリスクは、バックグラウンド摂取の倍であり、0.05–0.9%の癌死のバックグラウンド生涯リスクを上回る12.4%であった。 このコホートからのデータは、ドイツからの別の疫学的リスク評価と一致しており、米国環境保護庁による最近の結論を支持している。1997年、国際がん研究機関は2,3,7,8-tetrachlorodibenzo-p-dioxin(TCDD)がヒト発癌物質(1)であることを決定し、2001年には米国政府の国家毒性プログラムが追随した(インターネットアドレwww.niehs.nih.gov TCDDは動物のmultisite発癌物質です;それは直接遺伝毒性ではなく、多くのティッシュ(で現在のアリール炭化水素の受容器によって動物および人間で作動します1)。 疫学的証拠は、特定の部位で顕著な過剰を示さずに、すべての癌の一般化された過剰を指摘する。1999年に、米国の8つの化学工場でTCDDで汚染された製品(トリクロロフェノールまたはその誘導体)に暴露された3,538人の男性労働者の暴露応答分析を発表 これは、1)TCDDとの推定接触レベル、2)各工場における製品のTCDD汚染の程度、および3)労働者がTCDDで汚染された製品と接触する可能性が高い就業日の割合(3)に基づいていました。 植物で生産されたトリクロロフェノール(または誘導体)の量は、これら三つの要因を考慮すると、暴露レベルに直接関係しないため、使用されなかった。 暴露スコアは、本質的にはすべての労働者の暴露の相対的なランキングであり、累積暴露スコアの計算と暴露反応傾向の分析を可能にした。 これらの分析では、曝露の増加に伴うすべての癌について有意な肯定的な傾向が見出された。
本研究では、血清TCDDレベルと曝露スコアが利用可能であった170人の労働者のデータを使用して、コホートのすべての3,538人の労働者の曝露スコアと血清TCDD 次に、血清中の累積TCDDのレベルによるすべての癌死亡率の用量応答分析を実施した。 最後に,血清レベルとTCDD摂取量との推定関係を用いて,TCDD摂取量による癌死亡リスクを一日あたりの体重キログラム当たりのピコグラムで推定した。 これは、TCDDへの曝露のための公衆衛生勧告で従来使用されていた曝露指標です。
材料と方法
私たちのコホートが働いていた八つの植物の一つについては、TCDDの血清レベル(脂質調整)は、199人の労働者のために利用可能であった1988; 最後の暴露時のレベルへの逆外挿の目的のために、これらの労働者を170人に制限し、1988年のレベルが10pptを超え、バックグラウンドレベルの上限範囲とした(職業暴露後の一定の排除を前提とした有効な逆外挿は、レベルがバックグラウンドに戻った後は不可能である)。 使用1)TCDDの推定半減期(8。7年(4))、2)各労働者の既知の作業履歴、3)TCDDの貯蔵および排泄のための簡単な薬物動態モデル、および4)各労働者が時間をかけて保持している各仕事のばく露スコアを、最後のばく露時の推定TCDDレベルをこれらの170人の労働者のばく露スコアの関数としてモデル化した回帰分析を行った。
ここで、βは推定される係数(すなわち、露出スコアの単位当たりの線量率)であり、iは異なるジョブ1からnを索引付けし、t0はi番目のジョブ ここでの主な仮定は、1)血清レベルは外部曝露のレベルの関数であり、2)その機能は一次動態によって合理的に表すことができ、3)外部曝露のレベルは、曝露スコアによって推定することができるということである。 係数βは、切片なしモデルを用いた線形回帰によって推定された。 我々は、ゼロ累積暴露スコアが背景以上の血清レベルに関連付けられるべきではないという仮定の下で、このモデルを選択した。より複雑な薬物動態モデルが使用されているかもしれないが、その単純さのために、そしてそれが文献で広く使用されているので、我々は、単純な一コンパートメント、一次薬物動態モデルを使用しました(7)。 感度分析の方法によって、我々はまた、文献(8)の以前の推定値である7.1年の半減期を仮定することによってデータを分析した。血清レベルと曝露スコアに関連する係数を推定したら、この関係を使用して、コホートのすべての3,538人の労働者の職業曝露(バックグラウンドレベルを 同じFlesch−Janysらを使用した。 ファーマコキネティックモデル(6) 次に、これらの時間特異的血清レベルを経時的に統合して、各作業者について、職業曝露による累積血清レベル、すなわち「曲線下の面積」を導出した。 その後、年間5pptの仮定された背景レベルを追加しました(多くの先進国では一般的に想定されている背景レベル、いくつかの分析では6.1pptも使用TCDDが蓄積され、曝露中に同時に排泄され、曝露後にTCDDが徐々に排泄されるにつれて血清レベルが低下する。
TCDDが蓄積され、曝露中に同時に排泄され、血清レベルが低下する。
図1は、経時的な血清TCDDレベルと累積血清レベル(曲線下の面積)との関係を示しています。 仮説的な労働者の血清レベル(ppt TCDD)は、1歳まで1日あたりの体重のpg/kgのバックグラウンドレベルの摂取にさらされ、20歳まで20pg/kgの体重に職業的に曝された後、30歳まで一日あたりの体重に曝された。
私たちは、累積血清レベルと累積血清レベルのログ、異なるラグ、および平均暴露を含む、さまざまな暴露指標を持つモデルを適合させます。 我々はまた、累積血清レベルと比較的制約のない暴露応答曲線を提供する立方スプラインモデル(10)(五ノット;5、25、50、75、および95パーセント)を使用して分析 また、しきい値または区分的線形モデル、またはその両方の組み合わせのいずれかを想定した累積暴露を持ついくつかのモデルを適合させました。 しきい値モデルは、低用量に対して平坦な線(用量の増加に伴ってリスクが増加しない)を仮定し、推定されたカットポイント(しきい値)で、拘束されていない線形用量応答が開始された。 区分的線形モデルは,それぞれ線形の二つの部分を持つ線量応答を可能にした。 これらのモデルのための最もよいcutpointsか境界は除去のプロセスによって選ばれた。我々の分析の焦点はTCDDにあったが、我々はまた、推定毒性等価物(TEQs)によるいくつかの線量応答分析を実施した。TEQsは、それらの毒性等価係数(1)に応じてすべ TCDDは、すべてのダイオキシンおよびフランの中で最も毒性があり、毒性等価係数は1.0であると仮定された。 TCDDは環境レベルでのすべてのTeqの約10%を表しています(11)、これはTCDDがすべてのダイオキシンおよびフランの毒性の約10%に関与していると考えられ 私たちのデータでは、他のダイオキシンとフランが私たち自身の労働者と非暴露対照との間で異ならなかったことを示す実験室データに基づいて、職業ば 我々は、背景血清レベルが暴露応答分析において約50ppt TEQsであり、10倍の背景レベルが5ppt TCDDであると仮定した。 これは、元の分析では5pptではなく50pptのバックグラウンドレベルを追加することに相当しました。
累積血清レベルを使用した暴露応答分析は、(TCDDまたはTEQsのいずれかの)累積血清レベルの単位当たりのリスクの推定を可能にする、回帰係数を得た。
累積血清レベルを使用した暴露応答分析は、回帰係数をもたらした。 一日あたりのTCDD(またはTEQs)摂取のリスク推定値を提供するために、我々は世界保健機関(11)から採用された標準的な仮定、すなわち血清濃度(調整された脂質)は、全体脂肪中の濃度を反映していること、体脂肪は体重の約30%を表すことを使用した。; そして、定常状態の条件下では、TCDD(またはTEQs)の各単位は、1日あたりの体重キログラム当たりのピコグラムの観点から摂取すると、1グラムあたりの
75歳までの過剰生涯リスクは、男性と女性のために計算されました。 私たちのコホートは男性のみで構成されており、TCDDのほとんどの癌死亡率データは男性のみに基づいています。 私たちは、男性と女性が同じ相対リスクを持っていると仮定することによって、女性の過剰生涯リスクを計算しました。 しかし、TCDDに対する性特異的効果の動物的証拠がいくつかある(1)ので、すべての癌の男性から女性へのリスクの外挿は疑わしいかもしれません。 最適なモデルの二つからの結果を使用した。 背景露出は出生から発生すると仮定された。 私たちは、競合する原因のために調整しました(12). 過剰リスクは、我々は定常状態で、血中脂質の約5ppt TCDDのレベルにつながる、一日あたりの体重の0.5pg/kgの摂取量であると仮定した二回の背景レベルの Teqのリスク推定のために、1日あたり10pg/kgの背景摂取量を想定し、血中脂質に約50ppt Teqをもたらした。 背景全がんおよび全死因死亡率は、1995年から1997年の米国の重要な統計データから取られた(13)。
結果
表1は、コホートの記述統計を示しています。 ほとんどの労働者はわずか数年間TCDDに曝されましたが(平均、2.7)、10%は8年以上にわたって曝されました。 このコホートは、曝露終了時の高い血清レベルによって証明されるように、激しく曝露された。 コホート全体の推定血清レベルは、我々が実際の血清データを持っていた170人の被験者の血清レベルと一致していた。 これらの170人の被験者が働いていた植物(植物1)は、植物(2)による暴露の分布の真ん中にあった。
TCDDに曝露された男性化学労働者のコホートの記述統計、*米国
統計。 | 値です。 |
---|---|
いいえ。 in cohort | 3,538† |
No. of deaths | 923 |
No. of cancer deaths | 256 |
Mean duration of exposure (years) (SD*) | 2.7 (4.4) |
Estimated cumulative exposure score | |
Median (range) | 125 (0.002–1,558,400) |
Mean (SD) | 10,019 (60,311) |
Estimated serum level (ppt) at end of follow-up | |
Median (range) | 9 (5–52,681) |
Mean (SD)‡ | 343 (2,223) |
Estimated serum level (ppt) at end of exposure | |
Median (range)§ | 98 (6–210,054) |
Mean (SD)§ | 1,589 (8,208) |
Statistic . | Value . |
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No. in cohort | 3,538† |
No. of deaths | 923 |
No. of cancer deaths | 256 |
Mean duration of exposure (years) (SD*) | 2.7 (4.4) |
Estimated cumulative exposure score | |
Median (range) | 125 (0.002–1,558,400) |
Mean (SD) | 10,019 (60,311) |
Estimated serum level (ppt) at end of follow-up | |
Median (range) | 9 (5–52,681) |
Mean (SD)‡ | 343 (2,223) |
Estimated serum level (ppt) at end of exposure | |
Median (range)§ | 98 (6–210,054) |
Mean (SD)§ | 1,589 (8,208) |
TCDD, 2,3,7,8-tetrachlorodibenzo-p-dioxin;SD、標準偏差。
推定血清レベルは、曝露反応分析のリスクセットに含まれる3,444人の労働者に基づいていました。94人の労働者は、最初の癌症例が死亡した年齢より前の年齢でフォローアップが終了したため、曝露反応分析のリスクセットには含まれていませんでした。 この表に与えられたすべての血清レベルは、TCDDの6.1pptの背景レベルを含む。
フォローアップが終了した平均年は、暴露が終了してから24年後の1989年でした。
The mean year of last exposure was 1965.
Descriptive statistics for the cohort of male chemical workers exposed to TCDD,* United States
Statistic . | Value . |
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No. in cohort | 3,538† |
No. of deaths | 923 |
No. of cancer deaths | 256 |
Mean duration of exposure (years) (SD*) | 2.7 (4.4) |
Estimated cumulative exposure score | |
Median (range) | 125 (0.002–1,558,400) |
Mean (SD) | 10,019 (60,311) |
Estimated serum level (ppt) at end of follow-up | |
Median (range) | 9 (5–52,681) |
Mean (SD)‡ | 343 (2,223) |
Estimated serum level (ppt) at end of exposure | |
Median (range)§ | 98 (6–210,054) |
Mean (SD)§ | 1,589 (8,208) |
Statistic . | Value . |
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No. in cohort | 3,538† |
No. of deaths | 923 |
No. of cancer deaths | 256 |
Mean duration of exposure (years) (SD*) | 2.7 (4.4) |
Estimated cumulative exposure score | |
Median (range) | 125 (0.002–1,558,400) |
Mean (SD) | 10,019 (60,311) |
Estimated serum level (ppt) at end of follow-up | |
Median (range) | 9 (5–52,681) |
Mean (SD)‡ | 343 (2,223) |
Estimated serum level (ppt) at end of exposure | |
Median (range)§ | 98 (6–210,054) |
Mean (SD)§ | 1,589 (8,208) |
TCDD, 2,3,7,8-tetrachlorodibenzo-p-dioxin;SD、標準偏差。
推定血清レベルは、曝露反応分析のリスクセットに含まれる3,444人の労働者に基づいていました。94人の労働者は、最初の癌症例が死亡した年齢より前の年齢でフォローアップが終了したため、曝露反応分析のリスクセットには含まれていませんでした。 この表に与えられたすべての血清レベルは、TCDDの6.1pptの背景レベルを含む。
フォローアップが終了した平均年は、暴露が終了してから24年後の1989年でした。
最後の露出の平均年は1965年でした。図2は、推定された曝露スコアに対する測定された血清レベルの線形回帰に基づいて、TCDDの観察された血清レベルおよび予測された血清レベルを示 最後の暴露時に観察された逆外挿された血清レベルと予測された血清レベルとの間のスピアマン相関係数は、これらの170人の労働者(p=0.0001)の0.65であった。 血清レベルを曝露スコアに関連させる回帰係数をコホート全体に適用すると、時間の経過とともに各作業者の血清レベルが推定された。 コホート全体について、曝露終了時の累積曝露スコアと曝露終了時の推定血清レベルとの間のスピアマン相関係数は0.90であった。
累積血清レベルをCox回帰分析ですべての癌死亡率の予測因子として使用した暴露応答分析では、累積血清レベル(曲線下の面積)のログを15年遅れて使用したベストフィッティングモデルが使用された。 このモデルの係数は0.097でした(標準誤差、0.032;p=0.003;モデルカイ二乗統計量=11.3,4df)。 累積暴露の対数に15年の遅れがあるモデルは、遅れのない類似モデルよりもよく適合します(モデルカイ二乗統計=7.5、4df)。 また、7.1年の半減期を仮定してデータを分析しました(文献(8)の以前の推定値)。 ログ累積血清TCDDレベル(遅れた15年)の結果として得られる曝露応答係数はあまり変化しなかった(それは4%低かった)。
用量応答に特定の形式を課していない立方スプラインモデルは、累積血清の対数が15年遅れたモデルよりも良好な適合を提供しなかった(-2対数尤度の差、カイ二乗統計=0.9、3df;p=0。83)を使用し、累積血清のログを有するモデルが合理的に良好なモデルであったことを示している。 また,累積血清レベルの敗血症によるカテゴリー分析を行った。 この分析からの速度比を表2に示す。 図3は、累積血清レベルのログ(遅れた15年)を使用したモデルの用量応答と、カテゴリデータ分析を示しています。
男性の化学労働者のための2,3,7,8-テトラクロロジベンゾ-p-ダイオキシンの累積血清レベル対レート比、米国。
男性の化学労働者のための2,3,7,8-テトラクロロジベンゾ-p-ダイオキシンの累積血清レベル対レート比、米国。
累積血清レベル(ppt-年)。 th> | 95%の信頼区間。 | 95%の信頼区間。 | |||
---|---|---|---|---|---|
<335 | 1.00 | ||||
335–<520 | 1.26 | 0.79, 2.00 | |||
520–<1,212 | 1.02 | 0.62, 1.65 | |||
1,212–<2,896 | 1.43 | 0.91, 2.25 | |||
2,896–<7,568 | 1.46 | 0.93, 2.30 | |||
7,568–≤20,455 | 1.82 | 1.18, 2.82 | |||
>20,455 | 1.62 | 1.03, 2.56 |
Cumulative serum level (ppt-years) . | Rate ratio . | 95% confidence interval . |
---|---|---|
<335 | 1.00 | |
335–<520 | 1.26 | 0.79, 2.00 |
520–<1,212 | 1.02 | 0.62, 1.65 |
1,212–<2,896 | 1.43 | 0.91, 2.25 |
2,896–<7,568 | 1.46 | 0.93, 2.30 |
7,568–≤20,455 | 1.82 | 1.18, 2.82 |
>20,455 | 1.62 | 1.03, 2.56 |
セプタイルは、値が0より大きいすべての被相続人の職業累積血清レベル(遅れた15年)に基づいて選択された(一部の被相続人は遅れていたため0値を持っていた)。 遅れた被験者は最低のカテゴリーに含まれていた。 すべての被験者は、フォローアップの終了前に最大15年(15年の遅れ)まで、職業暴露に年間6.1pptの背景レベルを追加しました。 敗血症によるがん死亡者数は64人(遅発を含む)であった。), 29, 22, 30, 31, 32, および48、それぞれ。TCDD、2,3,7,8-テトラクロロジベンゾ-p-ダイオキシン。
累積血清レベル(ppt-年)。 th> | 95%の信頼区間。 | 95%の信頼区間。 | |||
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<335 | 1.00 | ||||
335–<520 | 1.26 | 0.79, 2.00 | |||
520–<1,212 | 1.02 | 0.62, 1.65 | |||
1,212–<2,896 | 1.43 | 0.91, 2.25 | |||
2,896–<7,568 | 1.46 | 0.93, 2.30 | |||
7,568–≤20,455 | 1.82 | 1.18, 2.82 | |||
>20,455 | 1.62 | 1.03, 2.56 |
Cumulative serum level (ppt-years) . | Rate ratio . | 95% confidence interval . |
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<335 | 1.00 | |
335–<520 | 1.26 | 0.79, 2.00 |
520–<1,212 | 1.02 | 0.62, 1.65 |
1,212–<2,896 | 1.43 | 0.91, 2.25 |
2,896–<7,568 | 1.46 | 0.93, 2.30 |
7,568–≤20,455 | 1.82 | 1.18, 2.82 |
>20,455 | 1.62 | 1.03, 2.56 |
セプタイルは、値が0より大きいすべての被相続人の職業累積血清レベル(遅れた15年)に基づいて選択された(一部の被相続人は遅れていたため0値を持っていた)。 遅れた被験者は最低のカテゴリーに含まれていた。 すべての被験者は、フォローアップの終了前に最大15年(15年の遅れ)まで、職業暴露に年間6.1pptの背景レベルを追加しました。 敗血症によるがん死亡者数は64人(遅発を含む)であった。), 29, 22, 30, 31, 32, および48、それぞれ。TCDD、2,3,7,8-テトラクロロジベンゾ-p-ダイオキシン。
累積血清のログ(遅れた15年)はデータに合理的な適合を提供しましたが、この暴露メトリックは、以前の分析で使用した累積暴露スコアのログ(遅れた15年)と同様にあまり適合しませんでした2)。 対数累積血清を使用したモデルと対数累積暴露スコアを使用したモデルとの間の対数尤度の改善は3であった。99. 先験的には、血清レベルに基づく現在のアプローチ、おそらく関連する生物学的用量は、外部曝露スコアに基づく以前のアプローチよりも癌の予測において 外部曝露スコアの推定に導入された不正確さが、より悪い適合につながった可能性があります。 しかし、両方の指標はデータに良好な適合を提供し、内部線量の使用は、許容暴露の規制に使用できる単位でリスクを評価することを可能にするという利
推定されたTeqについても暴露応答解析を行った; 15年遅れの累積Teqのログを使用し、50pptのバックグラウンド定常状態レベルを想定しました。 これらの分析は再び有意な肯定的な傾向をもたらした。 適合はTCDDが使用されたモデルほど良好ではなかった(露出応答係数=0.134;標準誤差、0.051;p=0.008;モデルカイ二乗統計量=9.2、4df)。
40,000TCDD ppt年の単一のカットポイントを持つ区分的線形モデルは、累積血清レベルのログを使用したモデルと同様にほぼ適合します(モデルカイ二乗統計=12.5、5df、11.3、4df、それぞれ)。 区分的線形モデルは、40,000血清TCDD ppt年までの増加勾配を示し、その後、事実上平坦な線形用量応答があった(最高用量での用量応答のテーリングを反映する(表2))。 コホートの約10%は、40,000ppt-年以上の累積血清TCDDレベルを有していた。 しきい値モデルに成分を追加しても、遅れのない区分的線形モデルの適合は改善されませんでした(モデル尤度=12.4,6df)。
我々は、観察された陽性用量応答が研究中の八つの植物間で一貫していたかどうかを検討した。 7つの植物のための別々の相互作用項を持つ相互作用モデルは、従来の統計的有意性(カイ二乗統計=13.6、7df;p=0.06)に近い程度にログ累積血清を使用したモ 八つの植物にわたる対数累積血清の係数(標準誤差)は次のとおりであった0.03 (0.12), 0.08 (0.04), 0.09 (0.06), 0.09 (0.04), 0.10 (0.04), 0.11 (0.06), 0.14 (0.04), 0.21(0.07)
カテゴリ分析と連続分析の両方で観察された非常に高用量で尾を引く用量応答曲線の傾向に関して、我々は以前に主張してきた(2)非常に高いレベ これらの労働者の数は、流出のクリーンアップ中に非常に短く、高い暴露を持っていました。 このmismeasurementは非常に大量服用で線量応答のカーブの尾行の1つの理由であるかもしれません。 他の可能性には、非常に高い曝露が転帰に対する増加した効果を持たない飽和効果、または特に高い背景率を有する疾患(すべての癌)に対して、相対的なリスクが増加するにつれて仮説的な感受性のある集団の枯渇が含まれる。 カドミウム(14)、ラドン(15)、ディーゼル(16)、ヒ素(17)を含む職業性発癌物質の他の暴露応答曲線では、非常に高い暴露で曲線のこのような尾行が見られている。 (Lubin e t a l. (18)測定誤差は、ヒ素データでこの現象を説明することができると主張しています。生涯リスクは、TCDDの1日あたり0.5pg/kg/日(またはTEQsの1日あたり10pg/kg、TEQsの1日あたり5pg/kg/日)の一定の摂取量を仮定することによって推定された。 この摂取は、定常状態条件下で、1 0ppt TCDD(または1 0 0ppt Teq)の血中脂質レベルにつながるであろう。 日本とカナダは、TCDDの1日あたり1pg/kgの摂取量にほぼ相当するTEQsの1日あたり10pg/kgの許容可能な1日摂取量レベルを推奨しています(1)。 世界保健機関(Who)は、1998年(平成19年)にダイオキシン類/フランの1日の推奨摂取量を1–4Teqに引き下げ(19)、TCDDの1日あたり約0.1-0.4pg/kgに相当します。
生涯超過リスクの推定結果を表3に示す。 累積血清レベルのログに基づくモデルを15年遅れて使用した場合、すべての癌の生涯過剰リスク(75歳時点)は、男性では9あたり1,000、女性では8あたり1,000であり、TCDD暴露では1.0pg/kg/日であり、11-12パーセントの癌死の背景リスクを上回る0.5pg/kg/日であった。 区分的線形モデルはより低い寿命の危険を与えた:男性および女性のための0.5ごとの1,000。 これらの結果は、選択されたモデルに対する低用量範囲における過剰リスク推定値の感度を示している。
生涯(75歳まで)の推定値TCDD*またはTEQs*への曝露によるがんの死亡リスクが2倍のバックグラウンドレベルで、米国
曝露レベル(体重/日のpg/kg)、性別。 th> | モデル†。 | Lifetime excess risk above background . | 95% confidence interval . | Background risk‡ . | Model chi-square statistic . |
---|---|---|---|---|---|
1.0 TCDD, males | Log cumulative serum (ppt-years), 15-year lag | 0.0094 | 0.0032, 0.0157 | 0.124 | 11.3, 4 df |
1.0 TCDD, females | Log cumulative serum (ppt-years), 15-year lag | 0.0080 | 0.0027, 0.0135 | 0.108 | 11.3, 4 df |
10.0 TEQs, males | Log cumulative serum (ppt-years), 15-year lag | 0.0018 | 0.0005, 0.0031 | 0.124 | 9.2, 4 df |
10.0 TEQs, females | Log cumulative serum (ppt-years), 15-year lag | 0.0015 | 0.0004, 0.0026 | 0.108 | 9.2 4 df |
1.0 TCDD, males | Piecewise linear, no lag | 0.0005 | 0.0002, 0.0008 | 0.124 | 12.5, 5 df |
1.0 TCDD, females | Piecewise linear, no lag | 0.0004 | 0.0002, 0.0007 | 0.108 | 12.5, 5 df |
10.0 TEQs, males | Piecewise linear, no lag | 0.0005 | 0.0003, 0.0011 | 0.124 | 12.4, 5 df |
10.0 TEQs, females | Piecewise linear, no lag | 0.0005 | 0.0002, 0.0010 | 0.108 | 12.4, 5 df |
Exposure level (pg/kg of body weight/day), sex . | Model† . | Lifetime excess risk above background . | 95% confidence interval . | Background risk‡ . | Model chi-square statistic . |
---|---|---|---|---|---|
1.0 TCDD, males | Log cumulative serum (ppt-years), 15-year lag | 0.0094 | 0.0032, 0.0157 | 0.124 | 11.3, 4 df |
1.0 TCDD, females | Log cumulative serum (ppt-years), 15-year lag | 0.0080 | 0.0027, 0.0135 | 0.108 | 11.3, 4 df |
10.0 TEQs, males | Log cumulative serum (ppt-years), 15-year lag | 0.0018 | 0.0005, 0.0031 | 0.124 | 9.2, 4 df |
10.0 TEQs, females | Log cumulative serum (ppt-years), 15-year lag | 0.0015 | 0.0004, 0.0026 | 0.108 | 9.2 4 df |
1.0 TCDD, males | Piecewise linear, no lag | 0.0005 | 0.0002, 0.0008 | 0.124 | 12.5, 5 df |
1.0 TCDD, females | Piecewise linear, no lag | 0.0004 | 0.0002, 0.0007 | 0.108 | 12.5, 5 df |
10.0 TEQs, males | Piecewise linear, no lag | 0.0005 | 0.0003, 0.0011 | 0.124 | 12.4, 5 df |
10.0 TEQs, females | Piecewise linear, no lag | 0.0005 | 0.0002, 0.0010 | 0.108 | 12.4, 5 df |
TCDD, 2,3,7,8-tetrachlorodibenzo-p-dioxin; TEQs, toxic equivalents.
cox回帰暴露応答モデルに基づいて、暴露は1)累積血清レベル(ppt-TCDDまたはTEQsの年)の15年のラグまたは2)累積血清レベルのラグのいずれかであり、モデルは区分的回帰であり、二つの別々の線形勾配が推定される。 過剰リスクは、バックグラウンドリスクよりもリスクとして定義されます。 背景曝露は、TCDDの0.5pg/kg/日であり、5ppt TCDDの一定の血清レベルをもたらすか、またはTEQsの5.0pg/kg/日であり、50ppt TEQsの一定の血清レベルをもたらすと仮定 TEQsは毒性等価因子に基づいてすべてのダイオキシンとフランの組み合わせ毒性を表す毒性等価因子であり、TCDDは最も毒性の高いダイオキシン/フランであり、1.0の毒性等価因子を有する。 TCDDはすべてのTeqの10%を占めると推定されています。
年齢75歳までにがん死亡の背景リスク。
生涯(75歳まで)の推定値TCDD*またはTEQs*への曝露によるがんの死亡リスクが2倍のバックグラウンドレベルで、米国
曝露レベル(体重/日のpg/kg)、性別。 th> | モデル†。 th> | 背景の上の寿命の過剰リスク。 | th> | 95%の信頼区間。 | 95%の信頼区間。 th> | 背景のリスク‡。 th> | モデルのカイ二乗統計量。 |
---|---|---|---|---|---|---|---|
1.0 TCDD, males | Log cumulative serum (ppt-years), 15-year lag | 0.0094 | 0.0032, 0.0157 | 0.124 | 11.3, 4 df | ||
1.0 TCDD, females | Log cumulative serum (ppt-years), 15-year lag | 0.0080 | 0.0027, 0.0135 | 0.108 | 11.3, 4 df | ||
10.0 TEQs, males | Log cumulative serum (ppt-years), 15-year lag | 0.0018 | 0.0005, 0.0031 | 0.124 | 9.2, 4 df | ||
10.0 TEQs, females | Log cumulative serum (ppt-years), 15-year lag | 0.0015 | 0.0004, 0.0026 | 0.108 | 9.2 4 df | ||
1.0 TCDD, males | Piecewise linear, no lag | 0.0005 | 0.0002, 0.0008 | 0.124 | 12.5, 5 df | ||
1.0 TCDD, females | Piecewise linear, no lag | 0.0004 | 0.0002, 0.0007 | 0.108 | 12.5, 5 df | ||
10.0 TEQs, males | Piecewise linear, no lag | 0.0005 | 0.0003, 0.0011 | 0.124 | 12.4, 5 df | ||
10.0 TEQs, females | Piecewise linear, no lag | 0.0005 | 0.0002, 0.0010 | 0.108 | 12.4, 5 df |
Exposure level (pg/kg of body weight/day), sex . | Model† . | Lifetime excess risk above background . | 95% confidence interval . | Background risk‡ . | Model chi-square statistic . |
---|---|---|---|---|---|
1.0 TCDD, males | Log cumulative serum (ppt-years), 15-year lag | 0.0094 | 0.0032, 0.0157 | 0.124 | 11.3, 4 df |
1.0 TCDD, females | Log cumulative serum (ppt-years), 15-year lag | 0.0080 | 0.0027, 0.0135 | 0.108 | 11.3, 4 df |
10.0 TEQs, males | Log cumulative serum (ppt-years), 15-year lag | 0.0018 | 0.0005, 0.0031 | 0.124 | 9.2, 4 df |
10.0 TEQs, females | Log cumulative serum (ppt-years), 15-year lag | 0.0015 | 0.0004, 0.0026 | 0.108 | 9.2 4 df |
1.0 TCDD, males | Piecewise linear, no lag | 0.0005 | 0.0002, 0.0008 | 0.124 | 12.5, 5 df |
1.0 TCDD, females | Piecewise linear, no lag | 0.0004 | 0.0002, 0.0007 | 0.108 | 12.5, 5 df |
10.0 TEQs, males | Piecewise linear, no lag | 0.0005 | 0.0003, 0.0011 | 0.124 | 12.4, 5 df |
10.0 TEQs, females | Piecewise linear, no lag | 0.0005 | 0.0002, 0.0010 | 0.108 | 12.4, 5 df |
TCDD, 2,3,7,8-tetrachlorodibenzo-p-dioxin; TEQs, toxic equivalents.
cox回帰暴露応答モデルに基づいて、暴露は1)累積血清レベル(ppt-TCDDまたはTEQsの年)の15年のラグまたは2)累積血清レベルのラグのいずれかであり、モデルは区分的回帰であり、二つの別々の線形勾配が推定される。 過剰リスクは、バックグラウンドリスクよりもリスクとして定義されます。 背景曝露は、TCDDの0.5pg/kg/日であり、5ppt TCDDの一定の血清レベルをもたらすか、またはTEQsの5.0pg/kg/日であり、50ppt TEQsの一定の血清レベルをもたらすと仮定 TEQsは毒性等価因子に基づいてすべてのダイオキシンとフランの組み合わせ毒性を表す毒性等価因子であり、TCDDは最も毒性の高いダイオキシン/フランであり、1.0の毒性等価因子を有する。 TCDDはすべてのTeqの10%を占めると推定されています。
年齢75歳までにがん死亡の背景リスク。
表3は、Teqの1日あたり10pg/kgの曝露に対する寿命超過リスクも示しており、背景レベルを2倍にしています。
DISCUSSION
我々は、癌と累積(外部)暴露スコアとの間の正の用量応答関係の我々の以前の知見(2)と平行して、血清中の累積TCDDのレベルの増加に伴って癌リ 推定された血清レベルと外部曝露スコアとの間の相関を考えると、この知見は驚くべきことではない。 この結果の重要性は、公衆衛生当局にとって有用な単位での環境曝露のリスク評価を可能にすることである:1日あたりのTCDD摂取量。
以前の論文(2)で主張したように、正の用量反応は、他の仮説的な職業的曝露またはライフスタイル要因によるものではない可能性が高い。
他の職業的曝露は、我々が研究した8つの植物の間で一貫しておらず、すべての植物にわたるTCDDへの累積曝露と相関することは期待されないであろう。 ダイオキシンのほかに、このコホートでは、単一の植物に存在し、単一の比較的まれな癌(膀胱)に影響を与える既知の職業性発癌物質のみが同定されている。 すべての癌からぼうこう癌を除外することは、残りの癌の陽性用量応答を変化させなかった。 TCDDの累積曝露レベルが異なる労働者間では、喫煙または社会経済的地位の重要な違いは期待されない。 禁煙関連癌は喫煙関連癌と同じ用量反応を示した。
私たちの知る限りでは、becherらによって実施された疫学的研究に基づく以前のリスク評価は一つしかありませんでした。 ドイツの化学労働者のコホートで(20)。 これらの著者らは、我々のものと同様の累積血清レベルを推定するための方法論を使用した。 1.0pg/kg/日のTCDD摂取量と10年の潜伏を仮定したとき、彼らの三つのベストフィッティングモデルは、0.0013-0.0056の男性(70歳まで)のための過剰寿命リスクの範囲 70歳(表3のように75歳ではない)までの2つの最適なモデルを使用した推定値は、1日あたり1.0pg/kgのTCDD摂取に対する男性の0.007-0.0004であり、Becher et al.
私たちの生涯リスクの推定値は、線量応答曲線の形状が大きな影響を与える可能性のある低レベルでのリスクの評価によく見られるように、モデ 累積線量の対数ではなく、区分的線形モデルを使用した75歳による生涯リスクの推定値は、一桁低い(0.0005対0.009)。 両方のモデルはデータに合理的によく適合しますが、後者は低線量で最も高い勾配を持つように制約されているため、区分的線形モデルは対数累積線量 この高い勾配は、非現実的である可能性があり、低用量領域での用量の小さな増加のための癌率の大きな増加を予測します。 両方のモデルに基づく結果は、2倍のバックグラウンドレベルでTCDD(またはTEQs)への環境曝露について、10-3-10-2のオーダーの生涯過剰リスクを支持する。 この推定値は、環境暴露の高レベルでの寿命過剰リスクの同様の推定値を持っているダイオキシンのための最近の環境保護庁ドラフトリスク評価www.epa.gov/ncea/dioxin.htm)。
私たちのアプローチにはいくつかの制限があり、不正確さが導入されました。 実際には、半減期は体重によって変化する可能性が高く、データは限られていました。 さらに重要なのは、曝露スコアと血清レベルとの関係を推定するために、ある化学工場で170人のサンプルに制限されており、これらの労働者は研究のすべての人を代表していなかった可能性があることです。 この工場での作業履歴は、他のいくつかの工場ほど詳細ではなく、この工場での外部暴露スコアの元の開発を妨げました。 この制限は、この植物での血清レベルと曝露スコアとの関係を推定する際に不正確さをもたらし、他のすべての植物での曝露スコアからの血清レベ それにもかかわらず、累積血清レベルは、癌の合理的に良好な予測因子であることが証明され、データに合理的な適合を提供した。 さらに、累積血清レベルの使用は、外部暴露スコアとは異なり、公衆衛生および規制当局にとって有用である摂取単位(一日あたりキロあたりピコグラム)でリスクを推定することを可能にした。
私たちが研究した労働者はTCDDに大きく曝されており、平均3桁高い曝露レベルを背景よりも持っていました(最後の曝露時の1,589ppt対5-10ppt)。 しかし、平均は被ばく分布の上位10%の労働者によって支配されていました。 最後の暴露時の推定中央値レベルはかなり低く、98pptでした。 被験者のかなりの数は、比較的低い推定暴露レベルを有していた。 私たちのコホートでは、最後の暴露時の推定血清レベルの5番目、10番目、および25番目のパーセンタイルは、それぞれ18、21、および37pptであった。 かなりの数の被験者が背景の数倍の暴露レベルしか持っていなかったことを考えると、背景レベルでのリスクを推定するための暴露応答データの外挿は不合理とはみなされないかもしれない。 しかし、全体的な用量反応曲線の形状は、依然として、より高い癌率を有する最も高い曝露を有する労働者によって駆動された。 このジレンマは、多くのリスク評価で典型的です。主にラットからの動物データは、TCDDに対する発癌性応答が低用量レベルで閾値を有するかどうかに関する一貫した証拠を提供していない(19)。
私たち自身のデータでは、しきい値を持つモデル(低用量でリスクの増加がないと仮定)は、それらのないモデルと同様に適合しませんでした。
私たちのデータでは、75年の生涯にわたって背景暴露の倍増による癌の相対リスク(率比)は、1.005から1.07の範囲で非常に小さいことに注意してくださ しかし、この小さな相対リスクは、75歳までの癌死亡率の背景リスクが高い(12%)ため、癌で死亡する10-2または10-3のオーダーで過剰な生涯リスクをもたらすのに十分である。
私たちの暴露応答の結果は、ドイツのコホート(20)からの同様の結果と併せて、最近の環境保護庁のダイオキシンのリスク評価を支援するものです。 リスク評価のためのヒトデータの使用は、曝露の定量的推定が利用可能である場合、げっ歯類からヒトへの外挿に関与する不確実性を回避することによ 私たちのケースでは、多くの疫学研究で利用可能なものよりも優れた、人間の曝露を推定するための合理的に良いデータを持って幸運でした;私たちは、ヒトにおけるTCDDの長い半減期と私たちのコホートのサンプルにおける血清TCDDレベルの利用可能性を利用することができました。
博士に要求を転載します。 Kyle Steenland,Robert A.Taft Laboratories,National Institute for Occupational Safety and Health,Centers for Disease Control and Prevention,4676Columbia Parkway,Cincinnati,OH45226-1998(e-mail:[email protected] p>
著者は、貴重なプログラミングヘルプを提供したSue Nowlin博士とAmy Feng博士を認めています。 原稿草案に関する貴重なコメントは、リンダ-バーンバウム、ディーター-フレッシュ=ジャニス、デイヴ-ダンコビッチ、レスリー-ステイナー、マノリス-コゲヴィナス、ケニー-クランプ博士から受け取った。
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