A high body-mass index (BMI, the weight in kilograms divided by the square of the height in meters) is associated with increased mortality from cardiovascular disease and certain cancers, but the precise relationship between BMI and all-cause mortality remains uncertain.

Importance

 Leisure-time physical activity has been associated with lower risk of heart-disease and all-cause mortality, but its association with risk of cancer is not well understood. 

Objective

 To determine the association of leisure-time physical activity with incidence of common types of cancer and whether associations vary by body size and/or smoking. 

Design, Setting, and Participants

 We pooled data from 12 prospective US and European cohorts with self-reported physical activity (baseline, 1987-2004). We used multivariable Cox regression to estimate hazard ratios (HRs) and 95% confidence intervals for associations of leisure-time physical activity with incidence of 26 types of cancer. Leisure-time physical activity levels were modeled as cohort-specific percentiles on a continuous basis and cohort-specific results were synthesized by random-effects meta-analysis. Hazard ratios for high vs low levels of activity are based on a comparison of risk at the 90th vs 10th percentiles of activity. The data analysis was performed from January 1, 2014, to June 1, 2015. 

Exposures

 Leisure-time physical activity of a moderate to vigorous intensity. 

Main Outcomes and Measures

 Incident cancer during follow-up. 

Results

 A total of 1.44 million participants (median [range] age, 59 [19-98] years; 57% female) and 186 932 cancers were included. High vs low levels of leisure-time physical activity were associated with lower risks of 13 cancers: esophageal adenocarcinoma (HR, 0.58; 95% CI, 0.37-0.89), liver (HR, 0.73; 95% CI, 0.55-0.98), lung (HR, 0.74; 95% CI, 0.71-0.77), kidney (HR, 0.77; 95% CI, 0.70-0.85), gastric cardia (HR, 0.78; 95% CI, 0.64-0.95), endometrial (HR, 0.79; 95% CI, 0.68-0.92), myeloid leukemia (HR, 0.80; 95% CI, 0.70-0.92), myeloma (HR, 0.83; 95% CI, 0.72-0.95), colon (HR, 0.84; 95% CI, 0.77-0.91), head and neck (HR, 0.85; 95% CI, 0.78-0.93), rectal (HR, 0.87; 95% CI, 0.80-0.95), bladder (HR, 0.87; 95% CI, 0.82-0.92), and breast (HR, 0.90; 95% CI, 0.87-0.93). Body mass index adjustment modestly attenuated associations for several cancers, but 10 of 13 inverse associations remained statistically significant after this adjustment. Leisure-time physical activity was associated with higher risks of malignant melanoma (HR, 1.27; 95% CI, 1.16-1.40) and prostate cancer (HR, 1.05; 95% CI, 1.03-1.08). Associations were generally similar between overweight/obese and normal-weight individuals. Smoking status modified the association for lung cancer but not other smoking-related cancers. 

Conclusions and Relevance

 Leisure-time physical activity was associated with lower risks of many cancer types. Health care professionals counseling inactive adults should emphasize that most of these associations were evident regardless of body size or smoking history, supporting broad generalizability of findings.

Two methods for point and interval estimation of relative risk for log-linear exposure-response relations in meta-analyses of published ordinal categorical exposure-response data have been proposed. The authors compared the results of a meta-analysis of published data using each of the 2 methods with the results that would be obtained if the primary data were available and investigated the circumstances under which the approximations required for valid use of each meta-analytic method break down. They then extended the methods to handle nonlinear exposure-response relations. In the present article, methods are illustrated using studies of the relation between alcohol consumption and colorectal and lung cancer risks from the ongoing Pooling Project of Prospective Studies of Diet and Cancer. In these examples, the differences between the results of a meta-analysis of summarized published data and the pooled analysis of the individual original data were small. However, incorrectly assuming no correlation between relative risk estimates for exposure categories from the same study gave biased confidence intervals for the trend and biased P values for the tests for nonlinearity and between-study heterogeneity when there was strong confounding by other model covariates. The authors illustrate the use of 2 publicly available user-friendly programs (Stata and SAS) to implement meta-analysis for dose-response data.

The association between anthropometric indices and the risk of breast cancer was analyzed using pooled data from seven prospective cohort studies. Together, these cohorts comprise 337,819 women and 4,385 incident invasive breast cancer cases. In multivariate analyses controlling for reproductive, dietary, and other risk factors, the pooled relative risk (RR) of breast cancer per height increment of 5 cm was 1.02 (95% confidence interval (CI): 0.96, 1.10) in premenopausal women and 1.07 (95% CI: 1.03, 1.12) in postmenopausal women. Body mass index (BMI) showed significant inverse and positive associations with breast cancer among pre- and postmenopausal women, respectively; these associations were nonlinear. Compared with premenopausal women with a BMI of less than 21 kg/m2, women with a BMI exceeding 31 kg/m2 had an RR of 0.54 (95% CI: 0.34, 0.85). In postmenopausal women, the RRs did not increase further when BMI exceeded 28 kg/m2; the RR for these women was 1.26 (95% CI: 1.09, 1.46). The authors found little evidence for interaction with other breast cancer risk factors. Their data indicate that height is an independent risk factor for postmenopausal breast cancer; in premenopausal women, this relation is less clear. The association between BMI and breast cancer varies by menopausal status. Weight control may reduce the risk among postmenopausal women. Am J Epidemiol 2000;152:514–27.

Genome-wide association studies (GWAS) and fine-mapping efforts to date have identified more than 100 prostate cancer (PrCa)-susceptibility loci. We meta-analyzed genotype data from a custom high-density array of 46,939 PrCa cases and 27,910 controls of European ancestry with previously genotyped data of 32,255 PrCa cases and 33,202 controls of European ancestry. Our analysis identified 62 novel loci associated (P < 5.0 × 10−8) with PrCa and one locus significantly associated with early-onset PrCa (≤55 years). Our findings include missense variants rs1800057 (odds ratio (OR) = 1.16; P = 8.2 × 10−9; G>C, p.Pro1054Arg) in ATM and rs2066827 (OR = 1.06; P = 2.3 × 10−9; T>G, p.Val109Gly) in CDKN1B. The combination of all loci captured 28.4% of the PrCa familial relative risk, and a polygenic risk score conferred an elevated PrCa risk for men in the ninetieth to ninety-ninth percentiles (relative risk = 2.69; 95% confidence interval (CI): 2.55–2.82) and first percentile (relative risk = 5.71; 95% CI: 5.04–6.48) risk stratum compared with the population average. These findings improve risk prediction, enhance fine-mapping, and provide insight into the underlying biology of PrCa1. A large meta-analysis combining genome-wide and custom high-density genotyping array data identifies 63 new susceptibility loci for prostate cancer, enhancing fine-mapping efforts and providing insights into the underlying biology.

Background. Recent epidemiologic investigations have suggested an association between increased blood levels of insulin-like growth factor 1 (IGF-1) and increased risk of prostate cancer Our goal was to determine whether an association exists between serum levels of IGF-1 and one of its binding proteins, insulin-like growth factorbinding protein 3 (IGFBP-3), and prostate cancer risk. Methods: An immunoradiometric assay was used to quantify IGF-1 levels and IGFBP-3 levels in serum samples as part of a populationbased, case-control study in Sweden. The study population comprised 210 patients with newly diagnosed, untreated prostate cancer and 224 frequency-matched control subjects. Data were analyzed by use of unconditional logistic regression to calculate odds ratios (ORs) and 95% confidence intervals (CIs). Reported P values are twosided. Results: The mean serum IGF-1 level for case patients (158.4 ng/mL) was significantly higher than that for control subjects (147.4 ng/mL) (P =.02); corresponding mean serum IGFBP-3 levels were not significantly different between case patients (2668 ng/mL) and control subjects (2518 ng/ mL) (P =.09). We found a moderately strong and statistically significant (P = .04) positive association between serum levels of IGF-1 levels and risk of prostate cancer (OR = 1.51; 95% CI = 1.0-2.26 per 100 ng/mL increment); the association was particularly strong for men younger than 70 years of age (OR = 2.93; 95% CI = 1.43–5.97). No association was found between serum IGF-1 levels and disease stage. Serum IGFBP-3 levels were not significantly associated with increased risk of disease, and adjustment for IGFBP-3 had little effect on the association between IGF-1 levels and risk of prostate cancer. Conclusion Elevated serum IGF-1 levels may be an important predictor of risk for prostate cancer. However, our results do not support an important role for serum IGFBP-3 as a predictor of risk for this disease. [J Nall Cancer Inst 1998;90:911-5]

Several recent large prospective cohort studies have failed to demonstrate the presumed protective effect of fruit, vegetable, and dietary fiber consumption on colorectal cancer risk. To further explore this issue, we have examined these associations in a population that consumes relatively low amounts of fruit and vegetables and high amounts of cereals.We examined data obtained from a food-frequency questionnaire used in a population-based prospective mammography screening study of women in central Sweden. Women with colorectal cancer diagnosed through December 31, 1998, were identified by linkage to regional cancer registries. Cox proportional hazards models were used to estimate relative risks. All statistical tests were two-sided.During an average 9.6 years of follow-up of 61 463 women, we observed 460 incident cases of colorectal cancer (291 colon cancers, 159 rectal cancers, and 10 cancers at both sites). In the entire study population, total fruit and vegetable consumption was inversely associated with colorectal cancer risk. Subanalyses showed that this association was due largely to fruit consumption. The association was stronger, however, and the dose-response effect was more evident among individuals who consumed the lowest amounts of fruit and vegetables. Individuals who consumed less than 1.5 servings of fruit and vegetables per day had a relative risk for developing colorectal cancer of 1.65 (95% confidence interval = 1.23 to 2.20; P(trend) =.001) compared with individuals who consumed more than 2.5 servings. We observed no association between colorectal cancer risk and the consumption of cereal fiber, even at amounts substantially greater than previously examined, or of non-cereal fiber.Individuals who consume very low amounts of fruit and vegetables have the greatest risk of colorectal cancer. Relatively high consumption of cereal fiber does not appear to lower the risk of colorectal cancer.

Experimental studies in laboratory animals and humans suggest that α-linolenic acid (18:3n−3) may reduce the risk of arrhythmia. The objective was to examine the association between dietary intake of α-linolenic acid and risk of fatal ischemic heart disease (IHD). This was a prospective cohort study. The intake of α-linolenic acid was derived from a 116-item food-frequency questionnaire completed in 1984 by 76283 women without previously diagnosed cancer or cardiovascular disease. During 10 y of follow-up, we documented 232 cases of fatal IHD and 597 cases of nonfatal myocardial infarction. After adjustment for age, standard coronary risk factors, and dietary intake of linoleic acid and other nutrients, a higher intake of α-linolenic acid was associated with a lower relative risk (RR) of fatal IHD; the RRs from the lowest to highest quintiles were 1.0, 0.99, 0.90, 0.67, and 0.55 (95% CI: 0.32, 0.94; P for trend = 0.01). For nonfatal myocardial infarction there was only a modest, nonsignificant trend toward a reduced risk when extreme quintiles were compared (RR: 0.85; 95% CI: 0.61, 1.19; P for trend = 0.50). A higher intake of oil and vinegar salad dressing, an important source of α-linolenic acid, was associated with reduced risk of fatal IHD when women who consumed this food ≥5–6 times/wk were compared with those who rarely consumed this food (RR: 0.46; 95% CI: 0.27, 0.76; P for trend = 0.001). This study supports the hypothesis that a higher intake of α-linolenic acid is protective against fatal IHD. Higher consumption of foods such as oil-based salad dressing that provide polyunsaturated fats, including α-linolenic acid, may reduce the risk of fatal IHD.

Purpose An understanding of the etiologic heterogeneity of ovarian cancer is important for improving prevention, early detection, and therapeutic approaches. We evaluated 14 hormonal, reproductive, and lifestyle factors by histologic subtype in the Ovarian Cancer Cohort Consortium (OC3). Patients and Methods Among 1.3 million women from 21 studies, 5,584 invasive epithelial ovarian cancers were identified (3,378 serous, 606 endometrioid, 331 mucinous, 269 clear cell, 1,000 other). By using competing-risks Cox proportional hazards regression stratified by study and birth year and adjusted for age, parity, and oral contraceptive use, we assessed associations for all invasive cancers by histology. Heterogeneity was evaluated by likelihood ratio test. Results Most risk factors exhibited significant heterogeneity by histology. Higher parity was most strongly associated with endometrioid (relative risk [RR] per birth, 0.78; 95% CI, 0.74 to 0.83) and clear cell (RR, 0.68; 95% CI, 0.61 to 0.76) carcinomas (P value for heterogeneity [P-het] < .001). Similarly, age at menopause, endometriosis, and tubal ligation were only associated with endometrioid and clear cell tumors (P-het ≤ .01). Family history of breast cancer (P-het = .008) had modest heterogeneity. Smoking was associated with an increased risk of mucinous (RR per 20 pack-years, 1.26; 95% CI, 1.08 to 1.46) but a decreased risk of clear cell (RR, 0.72; 95% CI, 0.55 to 0.94) tumors (P-het = .004). Unsupervised clustering by risk factors separated endometrioid, clear cell, and low-grade serous carcinomas from high-grade serous and mucinous carcinomas. Conclusion The heterogeneous associations of risk factors with ovarian cancer subtypes emphasize the importance of conducting etiologic studies by ovarian cancer subtypes. Most established risk factors were more strongly associated with nonserous carcinomas, which demonstrate challenges for risk prediction of serous cancers, the most fatal subtype.