柯孟婷，孫家忠，李　楊

(武漢大學(xué)中南醫(yī)院內(nèi)分泌科， 湖北武漢　430071)

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·臨床研究·

代謝綜合征與前列腺增生相關(guān)性的Meta分析

柯孟婷，孫家忠，李楊

(武漢大學(xué)中南醫(yī)院內(nèi)分泌科， 湖北武漢430071)

摘要：目的探討代謝綜合征與前列腺增生的關(guān)聯(lián)性，為預(yù)防及臨床治療前列腺增生提供依據(jù)。方法計(jì)算機(jī)檢索PubMed、The Cochrane Library、EMbase、CBM、CNKI、VIP 及WanFang Data，檢索時(shí)限均為建庫至2015 年4月，收集關(guān)于代謝綜合征與前列腺增生相關(guān)性的病例對照研究。由2位研究者按照納入和排除標(biāo)準(zhǔn)獨(dú)立篩選文獻(xiàn)、提取資料和評價(jià)質(zhì)量后，用STATA12.0軟件進(jìn)行Meta分析。結(jié)果共納入12個(gè)病例對照研究，10 294例前列腺增生患者，其中2 582例代謝綜合征患者，7 712例非代謝綜合征患者。Meta分析顯示：①合并代謝綜合征組總前列腺體積與無代謝綜合征組差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(WMD=2.077，95%CI：0.978～3.176，P=0.000)；②合并代謝綜合征組IPSS與無代謝綜合征差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(WMD=-0.017，95%CI：-0.457～0.422，P=0.938)。結(jié)論代謝綜合征是前列腺體積增大的危險(xiǎn)因素。

關(guān)鍵詞：前列腺增生；代謝綜合征；Meta分析；病例對照研究

良性前列腺增生是老年男性的常見疾病之一，隨著人們平均壽命的延長，它得到了越來越多的關(guān)注。前列腺增生是一種特定的以基質(zhì)和上皮細(xì)胞增生為特點(diǎn)的病理實(shí)體，年齡增長和雄性激素是其眾所周知的兩個(gè)發(fā)病因素，也有研究證明家族史、吸煙、糖尿病、高胰島素血癥、高血壓、肥胖也是前列腺增生的發(fā)病危險(xiǎn)因素[1]。代謝綜合征是一組復(fù)雜的代謝紊亂癥候群，包括腹型肥胖、血脂紊亂、高血壓、高血糖。同時(shí)由于代謝綜合征隨著年齡的增長，它的患病率也逐漸增加，并且兩種疾病常相互伴發(fā)。所以代謝綜合征與前列腺增生之間的關(guān)系成為目前研究熱點(diǎn)。已經(jīng)有多項(xiàng)研究表明代謝綜合征是前列腺增生的危險(xiǎn)因素之一?；谶@種情況，本研究按照觀察性研究Meta分析的實(shí)施標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行研究設(shè)計(jì)，對代謝綜合征和前列腺增生的關(guān)系通過Meta分析的實(shí)施，綜合分析總結(jié)這些年來國內(nèi)外的研究成果，以進(jìn)一步確定二者關(guān)聯(lián)是否存在。

1資料與方法

1.1文獻(xiàn)納入與排除標(biāo)準(zhǔn)

1.1.1納入標(biāo)準(zhǔn)①截至2015年4月國內(nèi)外已發(fā)表的關(guān)于代謝綜合征與前列腺增生相關(guān)性的病例對照研究；②代謝綜合征診斷明確；研究中提供總前列腺體積(total prostate volume，TPV)或國際前列腺癥狀評分(International Prostate Symptom Score,IPSS)數(shù)據(jù)，TPV是衡量前列腺增生最直觀的標(biāo)準(zhǔn)，IPSS是目前國際公認(rèn)的判斷BPH患者癥狀嚴(yán)重程度的最佳手段；③研究目的和研究方案相同或類似，分為代謝綜合征組和無代謝綜合征組。

1.1.2排除標(biāo)準(zhǔn)①所有不符合上述納入標(biāo)準(zhǔn)的研究；②同一作者采用相同病例進(jìn)行了多項(xiàng)研究并發(fā)表的，僅納入研究樣本最大或者最近發(fā)表的研究；③質(zhì)量差、數(shù)據(jù)不完整、資料分析方法有誤的文獻(xiàn)。

1.2檢索策略計(jì)算機(jī)檢索PubMed、The Cochrane Library、EMbase、CBM、CNKI、VIP 及WanFang Data，檢索時(shí)限均為建庫至2015 年4月，收集關(guān)于代謝綜合征與前列腺增生相關(guān)性的病例對照研究。文種限中文、英文。中文檢索詞包括前列腺增生、代謝綜合征、高血壓、高血脂、體重指數(shù)；英文檢索詞包括BPH、MS、benign prostatic hyperplasia、metabolic syndrome。以PubMed為例，其具體檢索策略為“(BPH/abstract) or (benign prostatic hyperplasia/abstract) and (MS/abstract) or (metabolic syndrome/abstract) or (lipid/abstract)” 。

1.3數(shù)據(jù)提取根據(jù)文獻(xiàn)的納入與排除標(biāo)準(zhǔn)，對符合要求的文獻(xiàn)詳細(xì)記錄第一作者姓名 、發(fā)表時(shí)間、病例數(shù)、年齡、TPV、IPSS。必要時(shí)根據(jù)入選文獻(xiàn)的研究人群年齡、腰圍、人種差別分別進(jìn)行亞組分析。由兩位研究者獨(dú)立進(jìn)行數(shù)據(jù)提取，意見不同者通過討論或交由第三研究者決定。

1.4質(zhì)量評價(jià)采用美國預(yù)防醫(yī)學(xué)工作組(U.S. Preventive Services Task Force，USPSTF)的分級方法評價(jià)納入研究的質(zhì)量。Ⅰ級證據(jù)：自至少一個(gè)設(shè)計(jì)良好的隨機(jī)對照臨床試驗(yàn)中獲得的證據(jù)；Ⅱ-1級證據(jù)：自設(shè)計(jì)良好的非隨機(jī)對照試驗(yàn)中獲得的證據(jù)；Ⅱ-2級證據(jù)：來自設(shè)計(jì)良好的隊(duì)列研究或病例對照研究(最好是多中心研究)的證據(jù)；Ⅱ-3級證據(jù)：自多個(gè)帶有或不帶有干預(yù)的時(shí)間序列研究得出的證據(jù)。非對照試驗(yàn)中得出的差異極為明顯的結(jié)果有時(shí)也可作為這一等級的證據(jù)；Ⅲ級證據(jù)：來自臨床經(jīng)驗(yàn)、描述性研究或?qū)＜椅瘑T會報(bào)告的權(quán)威意見。

1.5統(tǒng)計(jì)學(xué)分析方法Meta分析使用STATA12.0軟件進(jìn)行。采用固定效應(yīng)模型或隨機(jī)效應(yīng)模型計(jì)算加權(quán)均數(shù)差(Weighted Mean Difference，WMD)及其95%可信區(qū)間(Confidence Interval,CI)評價(jià)代謝綜合征與前列腺增生的關(guān)聯(lián)性，并對合并效應(yīng)值的顯著性進(jìn)行Z檢驗(yàn)。各研究異質(zhì)性檢驗(yàn)采用χ2檢驗(yàn)。I2值介于0%～100%之間，I2值越大提示異質(zhì)性越明顯；當(dāng)各研究間有統(tǒng)計(jì)學(xué)同質(zhì)性(P>0.1，I2<50%)時(shí)，采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行Meta分析；如各研究間存在統(tǒng)計(jì)學(xué)異質(zhì)性(P<0.1，I2>50%)，則采用亞組分析及Meta回歸分析評價(jià)其異質(zhì)性來源。并逐一刪除納入研究進(jìn)行敏感性分析以評價(jià)單一研究對總體結(jié)果的影響。Egger線性回歸分析用于評價(jià)納入文獻(xiàn)是否存在發(fā)表偏移。

2結(jié)果

2.1文獻(xiàn)檢索結(jié)果初次檢索出242篇文獻(xiàn)，按照納入和排除標(biāo)準(zhǔn)逐層篩查后，最終納入12篇文獻(xiàn)，均為英文文獻(xiàn)及病例對照研究。共10 294例前列腺增生患者，其中2 582例為代謝綜合征患者、7 712例為非代謝綜合征患者。

2.2納入研究的情況見表1。

納入研究證據(jù)等級例數(shù)年齡(歲)代謝綜合征組例數(shù)TPV(mL)IPSS(分)無代謝綜合征組例數(shù)TPV(mL)IPSS(分)OZDEN,etal.2007[1]Ⅱ-27860±03837.4±1322.0±6.34032.0±1320±6.3PARK,etal.2008[2]Ⅱ-234874.0±8.110241.7±16.411.1±8.224640.4±19.412.3±8.8JEONG,etal.2011[3]Ⅱ-2135746.4±8.435420.6±5.46.8±5.6100319.7±5.06.5±4.7YIM,etal.2011[4]Ⅱ-284841.4±5.214018.4±5.3-70817.8±5.3-YANG,etal.2012[5]Ⅱ-270855.6±9.720931.4±14.46.8±6.549929.8±13.17.9±6.6BYUN,etal.2012[6]Ⅱ-242053.8±6.914230.1±9.8-27825.2±6.8-PARK,etal.2013[7]Ⅱ-2122454.0±2.035526.0±5.910.0±7.486925.0±5.910.0±7.4GACCI,etal.2013[8]Ⅱ-227168.0±7.88663.0±27.422.5±5.718558.0±2820.9±5.7NUNZIO,etal2014[9]Ⅱ-243166.6±8.110345.9±15.19.7±6.832849.2±19.69.6±7.2VANELLA,etal.2014[10]Ⅱ-213267.6±6 7558±19.823±5.45757.9±21.822.9±3.1ZHANG,etal.2014[11]Ⅱ-2401-22251±25.6411±7.5217938.3±13.711.2±7.9KIM,etal.2014[12]Ⅱ-24076-75626.14±8.48±5.72332024.5±7.58.32±6.1

2.3Meta分析結(jié)果我們從TPV和IPSS兩個(gè)方面進(jìn)行Meta分析

2.3.1TPV12項(xiàng)研究均比較了合并代謝綜合征組和無代謝綜合征組的TPV，異質(zhì)性檢驗(yàn)顯示組間差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P=0.000,I2=82.6%),敏感性分析(圖1)發(fā)現(xiàn)異質(zhì)性可能主要來源于其中3篇文獻(xiàn)[6,9,11]，細(xì)讀3篇文獻(xiàn)后均未發(fā)現(xiàn)有明顯的臨床學(xué)、方法學(xué)、統(tǒng)計(jì)學(xué)差異，但去除3篇文獻(xiàn)后異質(zhì)性檢驗(yàn)顯示組間差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P=0.471,I2=0%),且效應(yīng)量合并結(jié)果不變，均顯示兩組差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，所以我們認(rèn)為該結(jié)論穩(wěn)定，此3篇文獻(xiàn)仍應(yīng)該算納入文獻(xiàn)，異質(zhì)性原因分析具體見討論部分。故采用隨機(jī)效應(yīng)模型合并(圖2)，合并結(jié)果示：WMD=2.077，95%CI：0.978～3.176，P=0.000，表明合并代謝綜合征組總前列腺體積大于無代謝綜合征組。

2.3.2IPSS10項(xiàng)研究比較了合并代謝綜合征組和無代謝綜合征組的IPSS，異質(zhì)性檢驗(yàn)顯示組間差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P=0.11,I2=37.4%)，故采用固定效應(yīng)模型合并(圖3)，合并結(jié)果示：WMD=-0.017，95%CI：-0.457～ 0.422，P=0.938，表明合并代謝綜合征組IPSS與無代謝綜合征組差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，不能表明合并代謝綜合征組IPSS大于無代謝綜合征組。

圖1代謝綜合征與TPV的關(guān)系敏感分析圖

圖2　代謝綜合征與TPV的關(guān)系森林圖

圖3　代謝綜合征與IPSS的關(guān)系森林圖

2.4發(fā)表偏倚評估采用STATA12.0軟件進(jìn)行Egger’test對發(fā)表偏倚進(jìn)行評估，P值為0.941，按照α=0.05檢驗(yàn)水準(zhǔn)，不能認(rèn)為代謝綜合征與TPV關(guān)系的研究存在發(fā)表偏倚(圖4)。按同樣方法對IPSS進(jìn)行評估，均不能認(rèn)為研究存在發(fā)表偏倚。

圖4　代謝綜合征與總前列腺體積的偏倚風(fēng)險(xiǎn)圖

3討論

針對TPV的Meta分析，異質(zhì)性檢驗(yàn)I2=82.6%，異質(zhì)性十分大，有研究Meta回歸分析發(fā)現(xiàn)年齡、腰圍、HDL水平影響著研究間差異顯著性[13]，所以分別對年齡和腰圍進(jìn)行亞組分析(HDL數(shù)據(jù)無法全部獲取)，亞組分析后發(fā)現(xiàn)異質(zhì)性有所減小，但減小并不明顯，敏感性分析后發(fā)現(xiàn)異質(zhì)性仍然主要來源于上訴3篇文獻(xiàn)[6,9,11]，細(xì)讀文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)其中1篇文獻(xiàn)[9]結(jié)果陰性，原因不明。剔除文獻(xiàn)后異質(zhì)性顯著消失，但總體結(jié)果不變，所以認(rèn)為Meta分析結(jié)論仍然成立。

高胰島素血癥是MS各組分的核心要素,多項(xiàng)研究表明胰島素抵抗和繼發(fā)性高胰島素血癥可能是BPH的危險(xiǎn)因素[14]。高胰島素血癥通過胰島素樣生長因子、炎癥因子[15-16]等途徑影響前列腺體積。高胰島素血癥伴隨著的高血糖引起胰島素樣生長因子水平增高:該因子是一種強(qiáng)效的有絲分裂原,能刺激包括前列腺間質(zhì)及上皮細(xì)胞在內(nèi)的多種組織的增值與凋亡[17]。肥胖可以通過引起體內(nèi)雄雌激素比例失調(diào)和誘導(dǎo)交感神經(jīng)活動而影響前列腺體積和下尿路癥狀的嚴(yán)重程度；有體外實(shí)驗(yàn)證明脂肪還可以促進(jìn)前列腺增生患者基質(zhì)細(xì)胞分泌生長因子和促炎癥因子[18]；有隊(duì)列研究表明糖尿病患者在膽固醇最高水平時(shí)前列腺增生發(fā)病風(fēng)險(xiǎn)增高4倍，但在整個(gè)隊(duì)列研究中增高并不明顯，這表明血脂紊亂本身可能并不足以促使前列腺體積增加，前列腺體積增加可能是由代謝綜合征多種代謝紊亂共同引起[19]。也有研究表明慢性炎癥可能是代謝綜合征和前列腺增生的共同機(jī)制，代謝綜合征普遍被認(rèn)為是一種系統(tǒng)性慢性炎癥狀態(tài)以及慢性炎癥導(dǎo)致的組織重構(gòu)，其中所致前列腺組織增生可能是前列腺體積增加的原因之一[20]。本研究發(fā)現(xiàn)代謝綜合征組前列腺總體積大于無代謝綜合征組，與以上研究結(jié)果相符。

IPSS是目前國際公認(rèn)的判斷BPH患者癥狀嚴(yán)重程度的最佳手段，但本研究中IPSS評分的Meta分析未見代謝綜合征有增高評分的趨勢。代謝綜合征與前列腺增生引起的下尿路癥狀的關(guān)系存在爭議。部分研究表明代謝綜合征及其組成部分與男性下尿路癥狀的發(fā)生發(fā)展有關(guān)聯(lián)[7]，肥胖患者出現(xiàn)下尿路癥狀的可能性更大[21]。但也有一些研究表明代謝綜合征與下尿路癥狀無明顯關(guān)聯(lián)，尼古丁和其他一些增強(qiáng)交感神經(jīng)系統(tǒng)活性的因素可能導(dǎo)致前列腺增生患者下尿路癥狀的出現(xiàn)[22]，所以前列腺有增生病變時(shí)不一定有臨床癥狀。多項(xiàng)研究證實(shí)代謝綜合征組與非代謝綜合征組IPSS無差別[2-3,7，22]，但I(xiàn)PSS并不是下尿路癥狀的唯一評判標(biāo)準(zhǔn)。綜上，本研究可以得出結(jié)論：代謝綜合征是前列腺增生的危險(xiǎn)因素，但不能確定其與前列腺增生患者的癥狀以及癥狀嚴(yán)重程度存在關(guān)聯(lián)。

通過這篇Meta分析更加確定代謝綜合征是前列腺增生的危險(xiǎn)因素，雖然具體機(jī)制仍然不清，但我們應(yīng)倡導(dǎo)中老年男性健康的生活和飲食方式，預(yù)防BPH過早發(fā)生，降低臨床BPH發(fā)生率。且臨床治療BPH時(shí)，注意控制患者血糖水平、血脂水平、血壓水平。

本研究尚存許多局限性，納入文獻(xiàn)過少可能影響Meta分析結(jié)果的統(tǒng)計(jì)效能，且納入研究大部分為亞洲人種，不同人種前列腺增生不同，代謝綜合征發(fā)病率也有不同，所以這里無法就不同人種進(jìn)行亞組分析；納入研究對象僅四分之一為代謝綜合征患者，大部分為非代謝綜合征患者，為此我們認(rèn)為需謹(jǐn)慎對待該結(jié)果。男性良性前列腺增生癥、下尿路癥狀和代謝綜合征三者之間的關(guān)聯(lián)是十分復(fù)雜的，受年齡、前列腺體積、尼古丁、酒精、生活方式等其他因素的影響[23]，弄清這些關(guān)系仍需更多大樣本的研究。雖然本研究論證了代謝綜合征是前列腺增生的危險(xiǎn)因素，但代謝綜合征本身是威脅中老年人健康的因素之一，治療方案仍有待進(jìn)一步提高，所以我們認(rèn)為進(jìn)一步探索兩者之間的內(nèi)在聯(lián)系和發(fā)病機(jī)制，對BPH的防治及預(yù)后具有積極重要的臨床意義。

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(編輯何宏靈)

收稿日期：2015-11-02修回日期：2015-11-18

通訊作者:孫家忠,教授,主任醫(yī)師.E-mail: sjz300@163.com

作者簡介:柯孟婷(1991-)，女(漢族)，在讀碩士研究生，糖尿病的基礎(chǔ)與臨床.E-mail:348358046@qq.com

中圖分類號:R697.32

文獻(xiàn)標(biāo)志碼:A

DOI：10.3969/j.issn.1009-8291.2016.01.012

A Meta-analysis on the correlation between metabolic syndrome and benign prostatic hyperplasia

KE Meng-ting, SUN Jia-zhong, LI Yang

(Department of Endocrinology, Zhongnan Hospital, Wuhan University, Wuhan 430071, China)

ABSTRACT:ObjectiveTo explore the correlation between metabolic syndrome (MS) and benign prostatic hyperplasia (BPH). MethodsDatabases of PubMed, the Cochrane Library, EMbase and CBM, CNKI, VIP and WanFang were searched to retrieve case-control studies about the correlation between MS and BPH. Data collected were extracted according to inclusion and exclusion criteria by two independent researchers. Then the quality of data was evaluated, and a Meta-analysis was conducted using STATA 12.0 software. ResultsA total of 12 studies involving 10 294 BPH patients were included. Of all patients, 2 582 were MS cases (MS group) and 7 712 were non-MS cases (control group). Meta-analysis showed significant difference in the total prostate volume (TPV) between MS group and control group (WMD=2.077, 95% CI: 0.978～3.176, P=0.000), while there was no significant difference in IPSS between MS group and the control group (WMD=-0.017, 95%CI:-0.457～0.422,P=0.938). ConclusionMS is one of the risk factors of BPH.

KEY WORDS:benign prostatic hyperplasia;metabolic syndrome;Meta-analysis;case control study