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Forschungsartikel

Eine Metaanalyse über die Auswirkungen von Lebensstil- und pflegerischen Interventionen in der gynäkologischen Onkologie auf die Steigerung der Lebensqualität

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DOI:

10.3791/71085

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1. September 2026

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1Department of Gynecology (Outpatient Clinic), The Second Hospital of Jilin University, 2Department of Gynecology (Inpatient Ward), The Second Hospital of Jilin University

* These authors contributed equally

In diesem Artikel

Zusammenfassung

Diese Studie untersuchte, ob Lebensstil- und gynäkologische onkologische Pflegeinterventionen die Lebensqualität bei Frauen mit gynäkologischen Krebserkrankungen verbessern. Eine signifikante Verbesserung zeigte sich nur in der Untergruppe der Eierstockkrebspatientinnen nach 6 Monaten, während die gesamten Belege aufgrund erheblicher Heterogenität, kleiner Untergruppengrößen und methodischer Einschränkungen weiterhin sehr unsicher blieben.

Zusammenfassung

Diese Metaanalyse untersuchte die Wirkung von Lebensstil- und gynäkologisch-onkologischen Pflegeinterventionen auf die Lebensqualität (QoL). Eine systematische Suche bis Juni 2026 identifizierte 1.123 Einträge. Dreizehn randomisierte kontrollierte Studien mit insgesamt 915 Frauen mit gynäkologischem Krebs wurden eingeschlossen. Der Einfluss von Lebensstil- und gynäkologisch-onkologischen Pflegeinterventionen auf die QoL wurde anhand zusammengefasster mittlerer Unterschiede (MDs) mit 95 % Konfidenzintervallen bewertet, wobei für die allgemeine Analyse Random-Effects-Modelle und für die krebsspezifischen Subgruppenanalysen Fixed-Effect-Modelle verwendet wurden. Im Vergleich zur Kontrollgruppe führten die Interventionen bei Frauen mit Ovarialkarzinom zu einer signifikanten Verbesserung der QoL nach 6 Monaten (MD 4,28, 95 % KI: 0,45–8,10, p = 0,03; I2 = 0 %). Bei gemischten Krebsarten zeigten sich nach 6 Monaten keine signifikanten Unterschiede hinsichtlich der QoL (MD 2,11, 95 % KI: –0,90–5,12, p = 0,17; I2 = 71 %), ebenso wenig bei Endometriumkarzinom nach 6 Monaten (MD 2,00, 95 % KI: –1,49–5,49, p = 0,26; I2 = 0 %) oder bei gemischten Krebsarten nach 3 Monaten (MD 6,43, 95 % KI: –0,16–13,01, p = 0,06; I2 = 74 %). Allerdings begrenzen deutliche Heterogenität, unterschiedliche Studiendesigns und Interventionen, kleine Stichprobengrößen sowie variabler Bias-Risiko die Zuverlässigkeit der Ergebnisse, die vorsichtige Interpretation erfordern und durch robuste, standardisierte Studien bestätigt werden müssen. Lebensstil- und gynäkologisch-onkologische Pflegeinterventionen verbesserten die QoL nur bei Frauen mit Ovarialkarzinom nach 6 Monaten signifikant. Dennoch erfordern die erhebliche Heterogenität, methodische Einschränkungen und die sehr geringe Evidenzqualität eine vorsichtige Interpretation, und größere standardisierte Studien sind erforderlich.

Einleitung

Krebs, der in den weiblichen Fortpflanzungsorganen entsteht, wird als gynäkologischer Krebs bezeichnet. Gynäkologische Krebserkrankungen, zu denen Gebärmutterhals-, Eierstock-, Gebärmuttter-, Scheiden- und Vulvakrebs gehören, stellen weltweit nach wie vor ein erhebliches Problem für die öffentliche Gesundheit dar und betreffen Millionen von Frauen global1. Diese Tumore sind nicht nur körperlich verheerend, sondern verursachen auch erhebliche emotionale und psychologische Belastungen. Trotz Fortschritten in der Behandlung nimmt die globale Häufigkeit dieser Tumore zu, und die Gesamtprognose bleibt in mehreren Regionen, insbesondere dort, wo der Zugang zur Gesundheitsversorgung eingeschränkt ist, ungünstig. Studien zur pflegerischen Betreuung in der gynäkologischen Onkologie unterstreichen die Notwendigkeit umfassender, interdisziplinärer Strategien im Patientenmanagement angesichts der erheblichen Auswirkungen dieser Malignome auf die Lebensqualität von Frauen2. Im Gegensatz dazu reichen erfolgreiche pflegerische Maßnahmen über die Behandlung körperlicher Symptome wie Schmerzen und Übelkeit hinaus; sie umfassen auch emotionale Unterstützung, psychologische Beratung, Patientenaufklärung und ein umfassendes Symptommanagement. Solche Maßnahmen sind entscheidend, um die Behandlungsergebnisse zu verbessern, Frauen dabei zu helfen, die Komplexität der Therapieprotokolle zu bewältigen, und eine ganzheitliche Versorgung sicherzustellen.

Die Bedeutung von pflegerischen Maßnahmen für die Lebensqualität erfordert weitere Untersuchungen, insbesondere hinsichtlich der Auswirkungen verschiedener Aspekte der Pflegeversorgung auf das körperliche, emotionale und psychische Wohlbefinden in unterschiedlichen Patientengruppen3. Eine wirksame Pflegeversorgung für Krebspatienten kann ihr allgemeines Wohlbefinden verbessern. Die pflegerische Betreuung in der gynäkologischen Onkologie ist ein spezialisierter Bereich der Pflege, der darauf abzielt, Frauen mit einer gynäkologischen Krebserkrankung umfassende Unterstützung zu bieten. Gynäkologische Krebserkrankungen umfassen Granulosazell-Tumoren, Melanome des Genitaltrakts, zervikale Karzinome, die einer fruchtbarkeitserhaltenden Operation zugänglich sind, sowie Endometriumkarzinome4. Die Häufigkeit von Zervixkarzinomen ist in ganz Europa zurückgegangen; dennoch stellt diese Erkrankung weiterhin eine erhebliche Herausforderung für die öffentliche Gesundheit dar. Dies wird durch die Statistiken aus dem Jahr 2018 verdeutlicht, die 61.000 Neuerkrankungen und 25.800 Todesfälle verzeichnen. Die Überlebensraten zeigen regionale Unterschiede auf: Die relative Fünf-Jahres-Überlebensrate betrug zwischen 2000 und 2007 insgesamt 62 %, wobei sie von 57 % in Osteuropa bis 67 % in Nordeuropa reichte.

Krebs am Gebärmutterhals bleibt trotz Fortschritten bei Prävention und Behandlung ein weltweites gesundheitliches Hauptanliegen. Diese Ungleichheiten verdeutlichen die Notwendigkeit gezielter Pflegeinterventionen, um die Behandlungsergebnisse zu verbessern und Versorgungsunterschiede in verschiedenen Versorgungskontexten auszugleichen. Zusätzliche gynäkologische Malignome, wie Ovarial-, Uterus- und Vulvakarzinome, stellen erhebliche gesundheitliche Herausforderungen dar. Ovarialkarzinom ist weltweit die häufigste Todesursache unter den gynäkologischen Krebserkrankungen mit mehr als 300.000 Neuerkrankungen und 185.000 Todesfällen jährlich. Die Überlebensraten bei Ovarial- und Uterusmalignomen liegen in der Regel über denen beim Gebärmutterhalskrebs; dennoch bestehen signifikante Unterschiede zwischen Ländern und Regionen. Wie beim Gebärmutterhalskrebs werden auch diese Ungleichheiten durch den Zugang zur Gesundheitsversorgung, Methoden der Früherkennung und verfügbare Therapiemöglichkeiten beeinflusst. Gezielte pflegerische Maßnahmen sind bei diesen Krebserkrankungen unerlässlich, um die Behandlungsergebnisse zu verbessern und die Lebensqualität von Frauen weltweit zu erhöhen5.

Gynäkologische Onkologiepflegekräfte leisten eine ganzheitliche, patientenorientierte Betreuung, die über die emotionale Unterstützung hinausgeht. Neben der Bereitstellung emotionaler Unterstützung unterstützen sie die Therapieplanung, vertreten die Bedürfnisse der Patientinnen und begleiten sie während des gesamten Therapieprozesses. Effektive Therapien umfassen die Symptomkontrolle, einschließlich Schmerzlinderung, Verringerung von Müdigkeit und Kontrolle von Übelkeit, psychologische Therapie sowie Aufklärungsprogramme für Patientinnen, die sowohl die emotionalen als auch die körperlichen Behandlungsergebnisse verbessern.6Multidisziplinäre Behandlungsstrategien, die psychologische Unterstützung zusammen mit physikalischer Therapie beinhalten, haben sich besonders vorteilhaft für die Verbesserung der Lebensqualität erwiesen. Gynäkologische Onkologiekolleginnen sind daher unverzichtbar für das Symptommanagement, die Patientenaufklärung und die umfassende Behandlung, wodurch die Behandlungsergebnisse für die Patientinnen verbessert werden.6Diese spezialisierte pflegerische Versorgung umfasst die Verabreichung von Chemotherapien, die Überwachung und Interpretation von Vitalzeichen, die Analyse von Behandlungsreaktionen sowie die umfassende Betreuung, wofür besondere Ausbildung und Fachkenntnisse in der onkologischen Pflege erforderlich sind.7.

Die Pflegeversorgung trägt erheblich zur Verbesserung des Wohlbefindens von Individuen in unterschiedlichen Gesundheitsversorgungsumgebungen bei. In Krankenhäusern erfolgen Behandlungen, die Überwachung des Patientenzustands sowie die Zusammenarbeit mit dem medizinischen Team. Pflegekräfte in ambulanten Pflegezentren leisten kontinuierliche Unterstützung, überwachen chronische Erkrankungen und helfen Patienten dabei, ihre Selbstständigkeit zu bewahren8. Die Lebensqualität umfasst das physische, psychische, emotionale und soziale Wohlbefinden. Die Pflegeversorgung spielt eine entscheidende Rolle bei der Verbesserung dieser Aspekte durch gezielte Interventionen. Die kontinuierliche Betreuung von Patienten mit chronischen Erkrankungen beinhaltet die Überwachung der Vitalzeichen, die Verabreichung von Medikamenten sowie die Anleitung zu Selbstmanagement-Techniken8. Diese pflegerischen Interventionen ermöglichen eine wirksame Behandlung chronischer Erkrankungen, verringern Symptome und verbessern die körperliche Gesundheit, wodurch die allgemeine Lebensqualität gesteigert wird.

Gynäkologische Krebserkrankungen stellen weltweit ein erhebliches Problem der öffentlichen Gesundheit für Frauen dar, mit über einer Million Diagnosen pro Jahr, die zu erheblichen körperlichen Beeinträchtigungen und psychosozialen Störungen führen und dadurch die Lebensqualität mindern9. Untersuchungen zeigen, dass bis zu 40 % der Frauen mit einer Diagnose gynäkologischer Krebserkrankungen unter erheblichem seelischem Leid leiden, während 60 % während der Behandlung eine Verschlechterung der gesundheitsbezogenen Lebensqualität angeben (Global Cancer Statistics and Reports)10. Smits et al. fanden keine signifikanten Wirkungen ähnlicher Behandlungen, was die Bedeutung der aktiven Teilnehmerbeteiligung und der Qualität der Umsetzung für die Ergebnisse unterstreicht11. Die Studie betont die entscheidende Rolle von Pflegekräften bei der Krankheitsprävention, der Förderung eines gesunden Lebensstils sowie der Berücksichtigung der körperlichen und emotionalen Bedürfnisse der Patientinnen.

Die vorliegende Studie zielt darauf ab, die Wirkungen von Lebensstilinterventionen und gynäkologischer onkologischer Pflege auf die Verbesserung der Lebensqualität von Frauen mit gynäkologischen Malignitäten mittels systematischer Übersichtsarbeit und Metaanalyse zu bewerten. Das Ziel der Studie ist es, die Auswirkungen spezifischer Lebensstilinterventionen und der gynäkologischen onkologischen Pflege auf wesentliche Aspekte der Lebensqualität, einschließlich des körperlichen, emotionalen und sozialen Wohlbefindens, zu untersuchen. Die Fokussierung auf standardisierte Messungen der Lebensqualität und eindeutig definierte Interventionsstrategien liefert praktische Daten über die Wirksamkeit dieser Methoden. In dieser Studie werden insbesondere die kurzfristigen Effekte (innerhalb von sechs Monaten) intensiver psychologischer Pflege auf das emotionale und soziale Wohlbefinden untersucht. Diese gezielte Methodik ermöglicht eine umfassende Analyse der Wirkung spezifischer Interventionen auf Ergebnisse bezüglich der Lebensqualität und liefert Belege zur Unterstützung individualisierter Versorgungsstrategien.

Frühere systematische Übersichtsarbeiten, darunter die von Smits et al.11, bewerteten hauptsächlich Lebensstilinterventionen bei Frauen mit Endometrium- und Ovarialkarzinom und umfassten vergleichsweise wenige Studien. Seitdem sind zusätzliche Belege verfügbar geworden, und keine systematische Übersichtsarbeit hat bisher umfassend sowohl Lebensstilinterventionen als auch die pflegerische Betreuung in der gynäkologischen Onkologie über ein breiteres Spektrum gynäkologischer Malignome hinweg untersucht. Daher hatte diese systematische Übersichtsarbeit und Metaanalyse zum Ziel, die derzeit verfügbaren Belege zu den Wirkungen dieser Interventionen auf die Lebensqualität zusammenzufassen.

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Protokoll

Teilnahmeberechtigungskriterien

Studien waren berechtigt, wenn sie alle folgenden Kriterien erfüllten: (1) Frauen mit einer gynäkologischen Malignität eingeschlossen hatten; (2) eine definierte Lebensstilintervention oder eine pflegerlich geleitete Intervention bewertet hatten; (3) quantitative Daten zur Lebensqualität berichtet hatten; und (4) entweder vergleichende (Intervention vs. Kontrolle) oder beobachtende Verlaufsstudien waren, die relevante beschreibende Lebensqualitätsdaten bereitstellten; (5) wurden in englischer Sprache veröffentlicht. . Für die quantitative Metaanalyse von Intervention im Vergleich zur Kontrolle war eine gleichzeitige Vergleichsgruppe erforderlich12. Zwei Studien ohne Vergleichsgruppe wurden nur für die narrative Synthese beibehalten13. Es wurden keine geografischen Einschränkungen vorgenommen.

Informationsquellen

Der vollständige Prozess zur Studienselektion ist in Abbildung 1 als PRISMA-Flussdiagramm dargestellt. Die Cochrane Library, Embase, Google Scholar, OVID und PubMed wurden von der jeweiligen Gründung des jeweiligen Datumsbanksystems bis Juni 2026 durchsucht. Die gefundenen Datensätze wurden in EndNote 20 importiert, und doppelte Einträge wurden entfernt. Zwei Prüferinnen bzw. Prüfer screeningten unabhängig voneinander Titel und Abstracts, gefolgt von einer vollständigen Textbewertung potenziell geeigneter Studien. Uneinigkeiten wurden durch Diskussion geklärt. Nur Publikationen in englischer Sprache wurden gemäß den vorab festgelegten Eingabekriterien berücksichtigt.

Suchstrategie

Die Suchstrategie wurde mithilfe des PICOS-Rahmenwerks entwickelt: Population – Frauen mit gynäkologischer Onkologie; Intervention – Lebensstil- oder Pflegeinterventionen; Vergleich – Standardversorgung oder alternative Interventionen; Ziel – Lebensqualität; Studiendesign – keine Einschränkungen14. Ein umfassender Satz an Suchbegriffen und kontrollierten Fachbegriffen wurde in allen Datenbanken verwendet; die detaillierten Suchabfragen für jede Datenbank sind in   Tabelle 113 angegeben.

Auswahlverfahren

Nach der Beschaffung der Volltexte überprüften zwei Gutachter unabhängig voneinander, ob jeder Bericht alle Einschlusskriterien erfüllte. Zusätzlich verglichen sie Autorenlisten, Studiennamen (z. B. SUCCEED, WALC, BENITA, TOPCAT‑G), Rekrutierungszeiträume und Studienzentren, um sich überschneidende Patientenkohorten zu identifizieren. Möglicherweise überlappende Patientenkohorten wurden ermittelt und dokumentiert. Falls überlappende Berichte in die primäre Analyse eingingen, wurde ihr Einfluss in einer vorab festgelegten Sensitivitätsanalyse bewertet, die den überlappenden Datensatz ausschloss.

Datenextraktion und Outcome-Maße

Zwei Prüfer zogen unabhängig voneinander Daten aus allen 15 eingeschlossenen Berichten mithilfe eines standardisierten, erprobten Datenerfassungsformulars ab. Uneinigkeiten wurden im Konsens mit dem korrespondierenden Autor gelöst. Für jede Studie wurden folgende Informationen erfasst: Erstautor, Erscheinungsjahr, Land, Studiendesign, Krebsart, Beschreibung der Intervention, Beschreibung des Vergleichsarms, Stichprobengröße pro Gruppe, Alter und Krankheitsstadium der Teilnehmer, Instrument zur Erfassung der Lebensqualität (QoL), erfasste Zeitpunkte sowie alle numerischen QoL-Daten (Mittelwerte, Streuungsmaße und Stichprobengrößen pro Studienarm)15.

Quantitatives Pooling (13 vergleichende Studien)

Für die Metaanalyse von Intervention versus Kontrolle wurden die Endwerte nach der Intervention  (Mittelwerte und Standardabweichungen) zu den vorgegebenen Zeitpunkten (3 und 6 Monate) für beide Gruppen extrahiert. Falls eine Studie sowohl Endwerte als auch Veränderungswerte angab, wurden ausschließlich die Endwerte berücksichtigt16. Der methodische Ansatz zur Metaanalyse und zur Bewertung der Studienqualität folgte den etablierten Cochrane-Richtlinien17. Bei der Wahl des metaanalytischen Modells wurde die erwartete klinische und methodologische Heterogenität zwischen den Studien berücksichtigt18, und die statistische Heterogenität wurde mithilfe der I2-Statistik nach Higgins et al. quantifiziert19. Die 13 vergleichenden Studien, die in die quantitative Synthese einbezogen wurden, sind in Tabelle 220,21,22,23,24,25,26,27,28,29,30,31,32 zusammengefasst.

Maße für die Lebensqualität als Zielgröße, Ausrichtung und Effektgröße

Das spezifische Lebensqualitätsinstrument, das in jeder Studie verwendet wurde, wurde dokumentiert. Zu den identifizierten Skalen gehörten die Functional Assessment of Cancer Therapy – General (FACT‑G), FACT‑Ovarian (FACT‑O), FACT‑Endometrial (FACT‑En), der European Organization for Research and Treatment of Cancer Quality of Life Questionnaire Core 30 (EORTC QLQ‑C30), der Short Form‑36 (SF‑36) sowie krankheitsspezifische Skalen. Bei allen Instrumenten deuteten höhere Werte auf eine bessere Lebensqualität hin, und es wurden keine umgekehrt gewerteten Instrumente einbezogen. Sämtliche extrahierten Lebensqualitätsdaten wurden daher auf dieselbe Maßstabsrichtung ausgerichtet, wobei eine positive mittlere Differenz (MD) stets zugunsten der Interventionsgruppe sprach.

Für die primäre Metaanalyse wurden die endgültigen Messwerte nach der Intervention anstelle von Veränderungswerten bezogen auf den Ausgangswert extrahiert. Diese Entscheidung basierte auf folgenden Gründen: (i) nicht alle Studien berichteten über Veränderungswerte oder deren Standardabweichungen; (ii) Endwerte spiegeln den absoluten Zustand der Lebensqualität (QoL) nach der Behandlung wider, was klinisch aussagekräftig ist; und (iii) die Verwendung von Endwerten maximierte die Anzahl der Studien, die zusammengefasst werden konnten. Wenn eine Studie mehrere QoL-Unterskalen angab, wurde der globale QoL-Wert oder der Gesamtwert des FACT-G als primäres Ergebnis bevorzugt; falls nicht verfügbar, wurde die Subskala zur körperlichen Funktion verwendet, wobei diese Abweichung in  Tabelle 2 ausdrücklich als Fußnote vermerkt wurde.

Die rohe MD wurde als Effektmaß verwendet, anstelle der standardisierten Mittelwertdifferenz (SMD), da alle eingeschlossenen Instrumente zur Messung desselben zugrundeliegenden Konstrukts validiert sind.—gesundheitsbezogene Lebensqualität—auf konzeptionell ähnlichen Skalen (Gesamtwerte liegen zwischen 0–100 oder 0–148). Die MD ist direkt in den ursprünglichen Einheiten dieser Skalen interpretierbar und klinisch aussagekräftiger als eine in Standardabweichungseinheiten ausgedrückte SMD. Angepasste Schätzungen (z. B. mittels ANCOVA angepasste Mittelwerte) wurden nicht verwendet, da sich die Adjustierungs-Kovariaten zwischen den Studien stark unterschieden, was die Vergleichbarkeit beeinträchtigen würde.

Umrechnungen der Standardabweichung

Wenn Studien Standardfehler (SE) oder 95 % Konfidenzintervalle anstelle von Standardabweichungen (SD) angaben, wurden diese mithilfe standardisierter Formeln in SDs umgerechnet: SD = SE × √n für SEs und SD = √n × (oberes CI – unteres CI) / (2 × 1,96) für 95 % KIs. Bei Studien, die Medianwerte mit Interquartilsabständen (IQR) präsentierten, wurden weder Mittelwerte noch SDs geschätzt; solche Daten wurden beschreibend extrahiert und nicht in die gepoolten MD-Berechnungen einbezogen. Für die 13 Studien, die zur quantitativen Synthese beitrugen, war keine solche Schätzung erforderlich.

Umgang mit fehlenden Daten

Intention-to-treat- (ITT-)Schätzungen wurden bevorzugt extrahiert, wenn sie ausdrücklich angegeben waren, da sie die konservativste und unverzerrteste Schätzung des Behandlungseffekts liefern. Wo ITT-Daten nicht verfügbar waren, wurden Per-Protokoll- oder Complete-Case-Daten entsprechend der Angaben der ursprünglichen Autoren extrahiert. Fehlende Mittelwerte, Standardabweichungen (SD) oder Ergebniswerte wurden nicht imputiert; das Fehlen wurde für jede Studie dokumentiert und in der Sensitivitätsanalyse berücksichtigt. Studien mit nicht angegebenen SDs für wichtige Zeitpunkte wurden vermerkt, und die entsprechenden Autoren wurden per E-Mail um Zusendung der fehlenden Statistiken gebeten. Falls innerhalb von zwei Wochen keine Antwort einging, wurden die jeweils konservativsten verfügbaren Daten verwendet (z. B. gepoolte Baseline-SD, falls die SD nach der Intervention fehlte), oder der betreffende Zeitpunkt wurde von der Datenaggregation ausgeschlossen.

Mehrere Interventionsarme und gemeinsame Kontrollen

Keine der eingeschlossenen Studien wies mehr als einen aktiven Lebensstil-/Pflegeinterventionsarm im Vergleich zu einer einzigen gemeinsamen Kontrollgruppe auf, was eine Aufteilung der Kontrollstichprobe für die Analyse erforderlich gemacht hätte. Bei der einzigen faktoriell angelegten Studie (McCloy et al.30) wurden Daten aus dem kombinierten Arm für Bewegung und Achtsamkeit sowie aus dem Kontrollarm mit Standardversorgung extrahiert, um die Zusammenführung der Daten zu vereinfachen und eine Doppelerfassung zu vermeiden. Für die überlappenden Kohorten der SUCCEED-Studie (Von Gruenigen et al.21 und McCarroll et al.23) wurden beide Berichte in der Extraktionstabelle beibehalten. Für die primäre Metaanalyse wurden beide Datensätze einbezogen (da sie die Lebensqualität zum gleichen Zeitpunkt berichteten). In einer vorab festgelegten Sensitivitätsanalyse wurde der jüngere Bericht ausgeschlossen, um den Einfluss der Kohortenduplikation auf die gepoolte Schätzung zu bewerten; die Ergebnisse sind im Text angegeben.

Nicht-vergleichende Beobachtungsstudien

Bei zwei Studien (Budisan et al.33 und Betea et al.34), für die keine zeitgleiche Kontrollgruppe vorlag, wurden keine vergleichenden Daten zur Intervention im Vergleich zur Kontrolle extrahiert (d. h., kein MD konnte berechnet werden). Stattdessen wurden beschreibende Daten zur Veränderung der Lebensqualität über die Zeit (innerhalb-Gruppen-Veränderungen) extrahiert und im Text sowie in Tabelle 2 narrativ dargestellt. Sie wurden in keinem Forest-Plot und keiner zusammenfassenden quantitativen Analyse berücksichtigt.

Bewertung des Bias-Risikos

Mögliche Publikationsbias und andere Kleinstudien-Effekte wurden sowohl durch visuelle Inspektion von Inversionsplots als auch durch Eggers lineare Regressionsanalyse bewertet (bei der der standardisierte Interventionseffekt auf seiner Präzision regressiert wird). Da der Egger-Test bei einer geringen Anzahl von Studien (im Allgemeinen <10) eine begrenzte statistische Power aufweist, wurden Inversionsplots und Egger-Tests vorab festgelegt und nur für Metaanalysen mit 10 oder mehr Studien durchgeführt. Bei Ergebnissen mit weniger als 10 beteiligten Studien werden weder Inversionsplots noch Egger-p-Werte angegeben, da solche Tests unterdimensioniert sind und irreführende Ergebnisse liefern können17.

Zwei Gutachter bewerteten unabhängig voneinander die methodische Qualität der 15 eingeschlossenen Berichte, und Uneinigkeiten wurden durch Diskussion mit den entsprechenden Autoren geklärt. Da die eingeschlossenen Studien sowohl randomisierte kontrollierte Studien (RCTs; n = 13) als auch nicht randomisierte Beobachtungs-Kohortenstudien (n = 2; Budisan et al.33; Betea et al.34) umfassten, wurden studiendesignspezifische Bewertungsinstrumente angewandt.

Für RCTs (13 Studien) wurde das Cochrane-RoB-2.0-Tool (überarbeitete Version) verwendet, das jede Studie anhand von fünf Bereichen bewertet17: (1) Randomisierungsprozess – Erzeugung der Zufolge und Verdeckung der Zuordnung; (2) Abweichungen von den geplanten Interventionen – Verblindung von Teilnehmern und Personal sowie Durchführung einer Intention-to-treat-Analyse; (3) Fehlende Ergebnisdaten – Vollständigkeit der Nachbeobachtung und Umgang mit Ausscheidern; (4) Messung des Ergebnisses – Verblindung der Ergebnisprüfer (insbesondere relevant bei selbstberichteter Lebensqualität, wo Verblindung weniger praktikabel ist, aber dennoch berücksichtigt wird); (5) Auswahl der berichteten Ergebnisse – Risiko einer selektiven Berichterstattung über Ergebnisse (geprüft anhand von Studienregistern oder veröffentlichten Protokollen, sofern verfügbar).

Jedes Domäne wurde als geringes Risiko, einige Bedenken oder hohes Risiko eingestuft. Anschließend wurde für jede Studie ein Gesamtbewertung des Bias-Risikos vergeben: gering (alle Domänen gering), einige Bedenken (eine oder mehrere Domänen mit einigen Bedenken) oder hoch (mindestens eine Domäne mit hohem Risiko oder mehrere Domänen mit einigen Bedenken). Bei selbstberichteten Endpunkten wie der Lebensqualität ist die Verblindung der Teilnehmer oft nicht durchführbar; daher wurde bei fehlender Verblindung der Teilnehmer kein automatisches Urteil über ein hohes Risiko abgegeben. Stattdessen wurde der Mangel an Verblindung in der Bewertung der Domäne 2 ausdrücklich als potenzielle Quelle von Performance-Bias vermerkt.

Bei den nicht randomisierten Beobachtungs-Kohortenstudien (2 Studien) verzichteten Budisan et al.33 und Betea et al.34 auf eine zeitgleiche Vergleichsgruppe und wurden daher nicht in die quantitative Metaanalyse einbezogen. Für diese Studien wurde die Newcastle-Ottawa-Skala (NOS), angepasst für Kohortenstudien, verwendet, um die Auswahl, Vergleichbarkeit (nicht anwendbar aufgrund des Fehlens einer Vergleichsgruppe) und die Erfassung der Ergebnisse zu bewerten. Da ihnen jedoch eine Kontrollgruppe fehlte, wurden sie hinsichtlich möglicher Verzerrungen und Selektionsbias bei kausalen Schlussfolgerungen als hochgradig risikobehaftet eingestuft. Sie wurden lediglich zu deskriptiven Zwecken beibehalten; ihre Bias-Risikoprofile beeinflussen die gepoolten Effektschätzungen nicht, sind jedoch in Tabelle 2 dokumentiert.

Zusammenfassung des Bias-Risikos

Eine Zusammenfassungsgrafik zum Bias-Risiko (Ampeldiagramm) wurde erstellt, die die Bewertungen auf Domänen-Ebene für jede RCT darstellt. Kurz gefasst waren die häufigsten Probleme bei den RCTs: (i) fehlende Verblindung von Teilnehmern und Personal bezüglich der Lebensstilinterventionen (Domäne 2 – einige Bedenken/hohes Risiko in 9 von 13 Studien) und (ii) unvollständige Ergebnisdaten aufgrund von Dropouts (Domäne 3 – einige Bedenken in 4 Studien). Keine Studie wurde in allen Domänen als geringes Risiko eingestuft; die Mehrheit (8/13) wies  einige Bedenken auf, und 5/13 wurden insgesamt als  hohes Risiko eingestuft, hauptsächlich aufgrund fehlender Verblindung und kleiner Stichprobengrößen, die zu Ungenauigkeiten führten.

Sicherheit der Belege (GRADE)

Die Gesamtsicherheit der Evidenz wurde für jedes zusammengefasste Ergebnis mithilfe des Grading of Recommendations Assessment, Development and Evaluation (GRADE)-Rahmenwerk gemäß dem GRADE-Handbuch und unter Verwendung der GRADEpro GDT-Software. Die Sicherheit der Evidenz wurde bewertet als hoch, mäßig niedrig, oder sehr niedrig in fünf Bereichen: Bias-Risiko, Inhomogenität, Indirektheit, Ungenauigkeit und Publikationsbias. Bewertete Endpunkte umfassen (1) Lebensqualität nach 6 Monaten – allgemeine gynäkologische Onkologie (gepoolter MD aus 9 vergleichenden Studien); (2) Lebensqualität nach 6 Monaten – Eierstockkrebs (gepoolter MD aus 2 vergleichenden Studien); (3) Lebensqualität nach 6 Monaten – Endometriumkarzinom (gepoolter MD aus 4 vergleichenden Studien, einschließlich überlappender SUCCEED-Kohorten); (4) Lebensqualität nach 3 Monaten – allgemeine gynäkologische Onkologie (gepoolter MD aus 6 vergleichenden Studien)

Effektmaß und Meta-Analyse-Modell

Für die allgemeine 6-Monats- und 3-Monats-Analyse wurden Random-Effects-Inversvarianz-Modelle verwendet, da eine erhebliche klinische und methodische Heterogenität zwischen den Studien erwartet wurde, einschließlich Unterschiede in Krebstypen, Interventionskomponenten, Intensität, Dauer und Kontrollbedingungen18. Für die Subgruppenanalysen zu Eierstock- und Gebärmutterschleimhautkrebs kamen feste Effekt-Inversvarianz-Modelle zum Einsatz, bei denen keine statistische Heterogenität beobachtet wurde (I2 = 0 %). Die Heterogenität wurde mithilfe der I2-Statistik bewertet19.

Die Heterogenität wurde anhand der I2-Statistik quantifiziert, wobei Schwellenwerte von 25 %, 50 % und 75 % geringe, moderate bzw. hohe Heterogenität darstellten. Zusätzlich zu I2 wurde τ2 für Analysen mit zufälligen Effekten angegeben, um die absolute Größe der Varianz zwischen den Studien zu quantifizieren. Alle Analysen wurden mit den Paketen  meta  und  metafor  in R (Version 4.3.1) durchgeführt.

Begründung für die Zusammenführung trotz erheblicher Heterogenität und Umgang mit Heterogenität

Für die primäre 6-Monats-Analyse deutete ein I2 = 71 % auf eine erhebliche Heterogenität hin. Die Zusammenfassung der Ergebnisse wurde unter Verwendung des Zufallseffektmodells aus folgenden Gründen als angemessen erachtet: (i) die zusammengefasste Schätzung stellt den  Durchschnittseffekt über eine Reihe von Interventionen und Populationen dar, was eine legitime Zusammenfassungsfrage darstellt; (ii) das Zufallseffektmodell berücksichtigt ausdrücklich die Varianz zwischen den Studien (τ2) im Standardfehler, wodurch das Risiko zu enger, irreführender Konfidenzintervalle verringert wird; (iii) vorgegebene Subgruppenanalysen wurden nach Krebsart (ovarian, endometrial) durchgeführt, um klinische Quellen der Heterogenität zu erklären; (iv) Einfluss- und Sensitivitätsanalysen wurden durchgeführt, um die Robustheit der zusammengefassten Schätzung zu überprüfen.

Die Entscheidung, Studien trotz erheblicher statistischer Heterogenität zusammenzufassen, basierte auf folgenden Grundsätzen: I2-Interpretation — I2-Werte von 25 %, 50 % und 75 % wurden im Voraus festgelegt, um geringe, moderate bzw. hohe Heterogenität darzustellen. Ein I2-Wert über 75 % weist auf erhebliche Heterogenität hin, wodurch das Zusammenfassen unangemessen sein könnte, falls die Heterogenität nicht sinnvoll durch klinische oder methodologische Faktoren erklärbar ist. Für die primäre allgemeine Analyse nach sechs Monaten (I2 = 71 %) waren vorgegebene Subgruppenanalysen nach Krebsart (ovarian, endometrial) geplant, um klinische Quellen der Heterogenität zu untersuchen. Die Unterteilung in Subgruppen verringerte I2 sowohl bei den ovariellen als auch bei den endometrialen Subgruppen deutlich auf 0 %, was darauf hindeutet, dass ein großer Teil der gesamten Heterogenität auf Unterschiede in der Krebsart und den damit verbundenen therapeutischen Zielstrukturen zurückzuführen ist. Da diese Subgruppen jedoch sehr wenige Studien umfassen, kann nicht zuverlässig geschlossen werden, dass die Heterogenität vollständig erklärt ist.

Die Fortsetzung mit der Zusammenfassung wurde für die allgemeine 6‑Monats‑Analyse als gerechtfertigt erachtet, weil: (i) sie einen zusammenfassenden Durchschnittseffekt über eine breite Palette von Interventionen liefert, was eine legitime metaanalytische Fragestellung darstellt; (ii) τ2 explizit angegeben wird, um die Varianz zwischen den Studien zu quantifizieren; (iii) Einflussanalysen durchgeführt wurden, um Ergebnisse, die durch Ausreißer verursacht wurden, zu überprüfen; und (iv) der gepoolte Schätzwert nicht als endgültig oder klinisch handlungsrelevant betrachtet wird — er wird als hypothetisch generierend interpretiert und in der Diskussion stark eingeschränkt.

In Übereinstimmung mit dem Cochrane Handbook sollten gepoolte Schätzungen mit äußerster Vorsicht interpretiert werden, wenn I2 75 % überschreitet und die Subgruppenanalysen die Heterogenität nicht überzeugend erklären. Angesichts der geringen Anzahl von Studien in den Subgruppen kann nicht sicher behauptet werden, dass die Heterogenität vollständig erklärt ist. Daher wird die primäre gepoolte Schätzung vorwiegend zu beschreibenden und explorativen Zwecken präsentiert und bildet keine Grundlage für klinische Empfehlungen. Alle Heterogenitätsstatistiken (I2, τ2) und Sensitivitätsanalysen werden transparent berichtet, sodass die Leser die Stabilität der Schätzungen selbst beurteilen können.

Untergruppen-, Sensitivitäts- und Einflussanalysen

Um Quellen der Heterogenität zu untersuchen, wurden die folgenden vorab festgelegten Analysen durchgeführt, ohne eine Meta-Regression durchzuführen: 1) Für Subgruppenanalysen wurde das allgemeine 6-Monats-Ergebnis nach Krebsart (ovarian, endometrial) stratifiziert, um zu prüfen, ob der Effekt je nach Tumorsitz unterschiedlich war; 2) Sensitivitätsanalyse (überlappende Kohorten): Um den Einfluss der überlappenden Kohorten der SUCCEED-Studie (Von Gruenigen et al.21 und McCarroll et al.23) zu bewerten, wurde die Subgruppenanalyse für das Endometrium-Karzinom erneut durchgeführt, wobei die Studie von McCarroll et al.23 ausgeschlossen wurde. 3) Einflussanalyse durch Ausschluss einzelner Studien (Leave-one-out): Jede Studie wurde nacheinander ausgeschlossen, und der gepoolte MD-Wert sowie I2 wurden für das allgemeine 6-Monats-Ergebnis erneut berechnet, um festzustellen, ob eine einzelne Studie die Ergebnisse oder die Heterogenität überproportional beeinflusste; 4) Vergleich mit dem Fixed-Effect-Modell: Der Vollständigkeit halber wurden die gepoolten Schätzungen zusätzlich unter Verwendung eines Fixed-Effect-Modells (inverse-variance weighting) berechnet, um sie mit den Ergebnissen des Random-Effects-Modells zu vergleichen; eine erhebliche Abweichung würde darauf hindeuten, dass die Heterogenität zwischen den Studien die Schätzung wesentlich beeinflusst.

Meta-Regression wurde nicht durchgeführt, um kontinuierliche Kovariaten (z. B. Alter, Ausgangs-QoL, Interventionsdauer) zu untersuchen, da die Anzahl der Studien pro Subgruppe (≤9 für das allgemeine 6-Monats-Ergebnis) nicht ausreicht, um verlässliche Regressionskoeffizienten zu erhalten. Mit <10 Studien pro Kovariate, ist eine Meta-Regression stark unterdimensioniert und anfällig für Fehler 1. Art, und die verfügbaren Kovariablen-Daten wurden inkonsistent zwischen den Studien berichtet.

Publikationsbias

Keiner der zusammengefassten Ergebnisse umfasste 10 oder mehr Studien. Daher wurden Funnel-Plots und Eggers Regressions-Tests nicht durchgeführt, da diese Analysen aufgrund der Anzahl verfügbarer Studien unterdimensioniert wären und zu irreführenden Ergebnissen führen könnten.

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Ergebnisse

Studienauswahl

Eine systematische Literaturrecherche in PubMed, Embase, der Cochrane Library, Ovid und Google Scholar bis Juni 2026 ergab 1.123 Einträge. Nach Entfernung von 897 Duplikaten wurden 226 Einträge anhand von Titel und Abstract gescreent. Davon wurden 124 Einträge basierend auf den Eingabekriterien ausgeschlossen. Für 102 Berichte wurde eine vollständige Textbewertung durchgeführt, wobei 89 Berichte mit in dem PRISMA-Flussdiagramm dokumentierten Gründen ausgeschloss...

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Diskussion

Die primäre Analyse nach 6 Monaten zeigte keine statistisch signifikante Verbesserung der Lebensqualität bei gemischten gynäkologischen Karzinomen (MD 2,11, 95 % KI: −0,90 bis 5,12, p = 0,17), hingegen wurde in der Subgruppe der Ovarialkarzinome eine signifikante Verbesserung beobachtet (MD 4,28, 95 % KI: 0,45–8,10, p = 0,03). Nach 6 Monaten zeigte sich weder beim Endometriumkarzinom (MD 2,00, 95 % KI: −1,49 bis 5,49, p = 0,26) noch bei gemischten Krebserkrankungen nach ...

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Offenlegungen

Die Autoren haben keine Interessenkonflikte offenzulegen.

Materialien

Liste der in diesem Artikel verwendeten Materialien
NameUnternehmenKatalognummerKommentare
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