Badanie I przeprowadzono w latach 1979-1986 i objęto nim mężczyzn w wieku 35-70 lat, u których zdiagnozowano nowotwór w którymkolwiek z 19 miejsc. Badanie II przeprowadzono w latach 1996-2001 i objęto nim zarówno mężczyzn, jak i kobiety w wieku 35-75 lat, u których rozpoznano nowotwór złośliwy płuca. Oba badania obejmowały pacjentów z incydentalnym potwierdzonym histologicznie rakiem, zidentyfikowanych we wszystkich głównych szpitalach w rejonie Montrealu, mieszkających w rejonie Montrealu i ograniczonych do obywateli Kanady. Oba badania obejmowały również serię kontroli populacyjnych losowo wybranych z list wyborczych. Kontrole były dopasowane pod względem częstotliwości pod względem wieku, płci (dotyczy tylko badania II) i obszaru zamieszkania (okręg wyborczy około 40 000 osób) do wszystkich przypadków raka w badaniu I i do przypadków raka płuc w badaniu II. Dodatkowe szczegóły dotyczące ustalania uczestników i zbierania danych zostały przedstawione wcześniej. Wyniki przedstawiono tutaj tylko dla mężczyzn, ponieważ częstość występowania ekspozycji zawodowej na pył drzewny wśród kobiet była bardzo niska w naszej badanej populacji (2%).
Badanie I obejmowało przypadki raka płuc, inne przypadki raka i kontrole populacyjne. W obliczeniach szacunkowego ryzyka względnego dla raka płuca mogliśmy zatem wykorzystać jako referencje nie tylko kontrole populacyjne, ale także pacjentów z innymi typami nowotworów (kontrole nowotworowe). Istnieją różne wady i zalety związane z kontrolami populacyjnymi i kontrolami nowotworów. Chociaż populacyjna grupa kontrolna jest często uważana za bardziej reprezentatywną dla populacji bazowej, kontrole nowotworowe są mniej podatne na błąd nieuczestniczenia i błąd informacyjny. Nie możemy potwierdzić, że jedna grupa kontrolna jest koniecznie bardziej wiarygodna niż druga w reprezentowaniu doświadczenia związanego z ekspozycją w badanej bazie. W badaniu I zidentyfikowano 1082 przypadki raka płuca i 740 kwalifikujących się osób z populacji kontrolnej i podjęto próby przeprowadzenia z nimi wywiadów. Spośród nich, 857 (79%) przypadków i 533 (72%) kontroli populacji ukończyło wywiad. Z puli innych pacjentów z rakiem wybraliśmy zestaw kontroli obejmujący łącznie 1349 pacjentów z rakiem w miejscu innym niż płuco, którzy zostali zidentyfikowani w tym samym roku i szpitalach, co przypadki raka płuca, i wybrani tak, że żaden z 19 indywidualnych miejsc raka nie stanowił więcej niż 20% całkowitej puli kontroli raka. Głównymi miejscami występowania nowotworów w serii kontroli nowotworów były pęcherz moczowy (17%), okrężnica (15%), prostata (15%), żołądek (9%), chłoniaki (7%), nerka (6%) i odbytnica (5%). W badaniu II zidentyfikowano 860 kwalifikujących się mężczyzn i 1294 kwalifikujących się mężczyzn z grupy kontrolnej, z których odpowiednio 736 (86%) i 894 (69%) wyraziło zgodę na udział w badaniu i w sposób zadowalający wypełniło wywiad. Zatwierdzenie etyczne uzyskano dla obu badań z Institut National de la Recherche Scientifique, McGill University i każdego uczestniczącego szpitala. Wszystkie uczestniczące osoby wyraziły świadomą zgodę.
Zbieranie danych
W badaniu I i badaniu II ponad 82% i 76% osób, odpowiednio, odpowiedziało za siebie, a respondenci zastępczy (pełnomocnicy) dostarczyli informacji za pozostałych uczestników. Wywiady zawierały część ustrukturalizowaną, w której proszono o informacje na temat cech społeczno-demograficznych i stylu życia, w tym pochodzenia etnicznego, dochodów rodziny i historii palenia tytoniu, oraz część półstrukturalizowaną, w której proszono o szczegółowy opis każdej pracy wykonywanej przez badanych w ciągu całego życia zawodowego. Zawody zostały zakodowane zgodnie z Kanadyjską Klasyfikacją i Słownikiem Zawodów z 1971 roku. Dla każdej wykonywanej pracy, przeszkolony ankieter pytał badanego o firmę, jej produkt, charakter miejsca pracy, główne i dodatkowe zadania badanego, oraz wszelkie dodatkowe informacje (np. konserwacja sprzętu, użycie sprzętu ochronnego, działania współpracowników), które mogłyby dostarczyć wskazówek na temat narażenia na pracę i jego intensywności. Kwestionariusze uzupełniające były używane do pomocy ankieterom w szczegółowym sondowaniu technicznym dla niektórych zawodów, w tym między innymi: stolarzy, stolarzy meblowych, kierowców, pracowników izolacji i hydraulików. Zespół chemików i higienistów przemysłowych zbadał każdy wypełniony kwestionariusz i przełożył każdą pracę na listę potencjalnych narażeń przy użyciu listy kontrolnej 294 czynników. Pył drzewny znalazł się na tej liście. Niestety nie można było ustalić, czy ekspozycje dotyczyły pyłu drewna twardego czy miękkiego, więc wszystkie rodzaje pyłu drzewnego są łączone w tej analizie.
Połączenie tych dwóch badań pozwoliło na ocenę ponad 28000 miejsc pracy. Ostateczne kody ekspozycji przypisane do uczestnika były oparte na konsensusie wśród koderów. Koderzy chemiczni byli ślepi w odniesieniu do statusu choroby uczestnika. W przypadku każdej substancji uznanej za obecną w każdym miejscu pracy koderzy odnotowywali trzy wymiary informacji, każdy w skali trzypunktowej: ich stopień pewności, że narażenie rzeczywiście miało miejsce (możliwe, prawdopodobne, pewne), częstość narażenia w normalnym tygodniu pracy (<5%, 5%-30%, >30% czasu) oraz względny poziom stężenia czynnika (niskie, średnie, wysokie). Niestety, wiarygodne oszacowanie bezwzględnych wartości stężenia odpowiadających zakodowanym poziomom względnym okazało się niemożliwe.
Nienarażenie zostało zinterpretowane jako narażenie do poziomu, który można znaleźć w środowisku ogólnym. W przypadku pyłu drzewnego nie istnieją żadne szczególne pomiary środowiskowe pozwalające na ustalenie poziomu tła. Wśród osób uznanych za narażone ustalono wzorcowe okoliczności zawodowe odpowiadające niskim, średnim i wysokim stężeniom, a każda praca została zakodowana w odniesieniu do tych wzorców. Poziom odniesienia dla „niskich” stężeń obejmował stolarzy budowlanych i producentów mebli domowych; poziom odniesienia dla „średnich” stężeń obejmował pracowników tartaków, stoczni tartacznych i laminarni; poziom odniesienia dla „wysokich” stężeń obejmował operacje szlifowania ręcznego i taśmowego oraz wydziały wykańczania produkcji sklejki. Powyższe wzorce miały charakter orientacyjny, a eksperci mieli swobodę w ocenie danego stanowiska pracy, branży, epoki oraz szczególnych cech miejsca pracy i nawyków zawodowych. Chociaż nazwa stanowiska pracy badanego była z pewnością czynnikiem w przypisywaniu narażenia, szczegóły czynności wykonywanych przez badanego były brane pod uwagę przy ocenie narażenia, jak również branża i epoka. Bardziej obszerne opisy metody oceny narażenia można znaleźć w innym miejscu.
Analiza danych
Unconditional logistic regression was used to estimate odds ratios (ORs) and their 95% confidence intervals (CIs) for the association between each occupational factor and lung cancer, adjusting for the following a priori potential confounders: wiek, mediana dochodu w okręgu spisowym zamieszkania i indywidualny poziom wykształcenia jako markery statusu społeczno-ekonomicznego, pochodzenie etniczno-kulturowe (francuski, anglojęzyczny, inny), status respondenta (własny, pełnomocnik), kiedykolwiek narażenie zawodowe na azbest, spaliny z silników Diesla, formaldehyd, kadm, związki chromu IV, związki niklu, pył krzemionkowy i palenie tytoniu. Po porównaniu kilku parametryzacji zmiennych dotyczących palenia w naszych zestawach danych, wybraliśmy kompleksowy indeks palenia (CSI), który okazał się najdokładniej dopasowany do danych i integruje czas trwania, intensywność i czas od rzucenia palenia. Indeks ten najlepiej oddaje zagmatwaną naturę historii palenia, ponieważ uwzględnia czas ekspozycji na palenie, a nie tylko czas trwania i intensywność.
Trwa debata na temat tego, czy właściwe jest dostosowanie do markerów statusu społeczno-ekonomicznego (SES) w badaniach zawodowych , przy czym niektórzy twierdzą, że SES jest czynnikiem zakłócającym, który należy dostosować, a inni, że jest to czynnik kolidujący, który należy pominąć w modelach statystycznych. Można również dyskutować, czy włączenie do modeli innych zawodowych czynników rakotwórczych może stanowić formę nadmiernej korekty. Aby zbadać, czy włączenie SES lub innych zawodowych czynników rakotwórczych może potencjalnie zniekształcić związek między pyłem drzewnym a rakiem płuc, przeprowadziliśmy analizę wrażliwości, w której porównaliśmy wyniki dotyczące narażenia na pył drzewny z czterech modeli: i) bez korekty dla SES ani dla innych zawodowych czynników rakotwórczych, ii) korekta dla SES, ale nie dla innych zawodowych czynników rakotwórczych, iii) korekta dla innych zawodowych czynników rakotwórczych, ale nie SES, oraz iv) korekta zarówno dla SES, jak i innych zawodowych czynników rakotwórczych. Pozostałe podstawowe zmienne pozostały we wszystkich modelach.
Indeksy ekspozycji zawodowej były oparte na czterech wymiarach informacji, które były dostępne w każdym przypadku, gdy eksperci przypisali ekspozycję do przedmiotu: prawdopodobieństwo, że ekspozycja miała miejsce, stężenie, częstotliwość i lata rozpoczęcia i zakończenia ekspozycji. Wykorzystując te wymiary, obliczono a priori skumulowany wskaźnik ekspozycji z następującymi kategoriami: „brak ekspozycji” składał się z nigdy nie narażonych uczestników i tych, dla których stopień pewności, że ekspozycja rzeczywiście miała miejsce, został zakodowany jako tylko „możliwy” przez higienistów; pozostali uczestnicy, których ekspozycja na pył drzewny została oceniona jako prawdopodobna lub pewna, zostali uznani za „narażonych” do tych analiz. Następnie podzieliliśmy osoby „narażone” na dwie grupy narażenia: „znaczne narażenie” przypisano osobom, które były narażone na średnie lub wysokie stężenia, podczas ponad 5% ich tygodnia pracy i przez 5 lat lub więcej, podczas gdy „narażenie nieistotne” przypisano pozostałym narażonym osobom. Narażenia, które miały miejsce mniej niż pięć lat przed datą indeksu, zostały odrzucone ze względu na opóźnienie. Inne wskaźniki łącznego narażenia zostały obliczone przy użyciu różnych kombinacji wag do wymiarów narażenia: częstotliwości, stężenia, czasu trwania i opóźnienia. Żaden z tych wskaźników nie wykazał lepszej dobroci dopasowania niż proste kategorie opisane powyżej, więc nie zostały one tutaj przedstawione.
Poza traktowaniem palenia jako czynnika zakłócającego a priori, zbadaliśmy potencjalną modyfikację efektu przez palenie. Ponieważ liczba osób nigdy niepalących wśród przypadków była bardzo niska, kategoria osób niepalących została uzupełniona o osoby palące przez całe życie z niską intensywnością. Operacyjnie zdefiniowaliśmy dożywotnich palaczy o niskiej intensywności palenia jako osoby, których wartość CSI była poniżej 25 percentyla w tej skali. Ze względu na sposób, w jaki jest skonstruowany, wskaźnik CSI nie przekłada się łatwo na skalę czasu trwania lub dziennej ilości paczkolat. Możemy zilustrować ilość palenia w tych kategoriach pokazując dwa profile palenia, które znalazłyby się na 25 percentylu skali CSI, a mianowicie: obecny palacz, który palił trzy papierosy dziennie przez 40 lat (ze skumulowaną ekspozycją na palenie w ciągu całego życia wynoszącą 6 paczko-lat) lub były palacz, który palił sześć papierosów dziennie przez 30 lat i rzucił palenie 10 lat temu (ze skumulowaną ekspozycją na palenie wynoszącą 9,8 paczko-lat). Palacze z wartościami CSI powyżej 25 percentyla zostali uznani za średnich/ciężkich palaczy. Aby ocenić istotność statystyczną różnicy w OR między dwiema warstwami palaczy, przeprowadziliśmy analizę opartą na wszystkich badanych, obejmującą dwie zmienne, status palenia (binarny) i ekspozycję na pył drzewny (binarny), testując ich termin krzyżowy. Ciągłe zmienne CSI zostały zachowane jako kowariant w modelach w celu uniknięcia jakiegokolwiek szczątkowego mylenia w obrębie warstw statusu palenia.
Oceniono również związki między pyłem drzewnym a najbardziej rozpowszechnionymi typami histologicznymi raka płuc, a mianowicie rakiem płaskonabłonkowym, gruczolakorakiem, rakiem drobnokomórkowym i rakiem wielkokomórkowym.
.