Sicherheit und Wirksamkeit des Weishen-Dekokts bei älteren Patienten mit Osteoporose und Nieren-Yang-Mangel: Eine randomisierte Studie

Zusammenfassung

Diese doppelblinde, placebokontrollierte Studie untersuchte eine 12-wöchige Monotherapie mit Weishen-Decoction bei 72 älteren Erwachsenen mit Osteoporose und Nieren-Yang-Mangel. Die untersuchten Endpunkte umfassten die Wirksamkeit bezüglich des Syndroms der traditionellen Chinesischen Medizin, Rückenschmerzen, Knochendichte, Knochenumsatzmarker und Sicherheit. Die Ergebnisse liefern vorläufige Hinweise, die eine Durchführung größerer, länger laufender Bestätigungsstudien rechtfertigen würden.

Zusammenfassung

Diese Studie beschrieb das Protokoll und evaluierte die Sicherheit sowie die vorläufige Wirksamkeit der Monotherapie mit Weishen-Decoction. In dieser randomisierten, doppelblinden, placebokontrollierten Studie wurden 72 geeignete Patienten (im Alter von 60–80 Jahren) im Verhältnis 1:1 entweder Weishen-Decoction-Granulat oder ein Placebo über einen Zeitraum von 12 Wochen verabreicht. Begleitende konventionelle Osteoporosemedikamente (einschließlich Kalzium oder Vitamin D) waren nicht erlaubt. Der primäre Endpunkt war die Gesamtwirksamkeitsrate, basierend auf der Reduktion des Syndromscores der traditionellen chinesischen Medizin (TCM) (Reduktion ≥30 % gemessen an der visuellen Analogskala (VAS) für Rückenschmerzen), der Knochendichte (BMD) an Lendenwirbelsäule und Schenkelhals sowie den serumgebundenen Knochenstoffwechselmarkern (Prokollagen Typ I N-terminales Propeptid (PINP), C-terminales Telopeptid von Kollagen Typ I (β-CTX), Osteokalzin (OC)). Die Sicherheit wurde anhand von Labortests und der Überwachung unerwünschter Ereignisse beurteilt. Alle 72 Patienten schlossen die Studie ab. Der protokolldefinierte primäre Endpunkt zeigte eine höhere Gesamtwirksamkeitsrate unter Weishen Decoction im Vergleich zum Placebo (66,7 % vs. 41,7 %; P < 0,05). Explorative BMD-Ergebnisse deuteten auf einen zwischen den Gruppen bestehenden Unterschied in der BMD-Veränderung am Schenkelhals hin (P < 0,05), während die Veränderungen der BMD an der Lendenwirbelsäule nicht signifikant differierten. Aufgrund der Behandlungsdauer von 12 Wochen sind diese BMD-Ergebnisse vorläufig und hypothetisch. In keiner der beiden Gruppen traten schwere unerwünschte Ereignisse auf. Diese Studienergebnisse zeigen, dass ein 12-wöchiger Therapieverlauf mit Weishen-Decoction-Monotherapie in dieser Population durchführbar und sicher ist. Die beobachteten Verbesserungen der TCM-Symptome und Schmerzen sowie die Hinweise auf Veränderungen der BMD am Schenkelhals rechtfertigen weitere langfristige Bestätigungsstudien.

Einleitung

Osteoporose ist eine systemische Skeletterkrankung, die durch eine verminderte Knochenmasse, eine Verschlechterung der mikroarchitektonischen Knochenstruktur und eine erhöhte Knochenbrüchigkeit gekennzeichnet ist. Osteoporotische Frakturen tragen erheblich zu einer erhöhten Behinderung und Mortalität bei älteren Erwachsenen bei^1,2,3. Mit der zunehmenden Alterung der Weltbevölkerung ist Osteoporose zu einem schwerwiegenden Problem der öffentlichen Gesundheit geworden⁴. In China liegt die Prävalenz von Osteoporose bei Personen im Alter von 60 Jahren und darüber bei bis zu 32 %, was eine beträchtliche und stetig wachsende klinische sowie sozioökonomische Belastung darstellt.

Zurzeit umfassen die wichtigsten Behandlungsstrategien der senilen Osteoporose (SOP) in der modernen Medizin die Supplementierung von Kalzium und Vitamin D, den Einsatz von antiresorptiven Wirkstoffen (wie Bisphosphonaten, monoklonalen Antikörpern gegen RANKL) sowie anabole Substanzen^5,6. Obwohl diese Therapien die Knochendichte (BMD) effektiv steigern und das Frakturrisiko senken können, stehen sie bei langfristiger Anwendung weiterhin vor zahlreichen Herausforderungen. Beispielsweise können Bisphosphonate zu einer Osteonekrose des Kiefers oder atypischen Oberschenkelfrakturen führen⁷, während Wirkstoffe wie Teriparatid und Denosumab aufgrund hoher Kosten und eines möglichen raschen Knochendichteverlusts nach Absetzen eingeschränkt sind⁸. Daher ist die Erforschung sichererer, kostengünstigerer und besser geeigneter Alternativen oder komplementärer Therapien für das langfristige Management von großer klinischer Bedeutung.

Die traditionelle Medizin ordnet Osteoporose häufig dem Bereich "Knochenschwund" (Gu Wei) oder "Knochenverfall" (Gu Ku) zu. Im Su Wen · Wei Lun heißt es: "Die Niere regiert die Knochen und das Mark … Wenn das Nieren-Qi heiß ist, kann die Lendenwirbelsäule nicht aufrecht gehalten werden, die Knochen verkümmern und das Mark nimmt ab, was zum Knochenschwund führt", wodurch ein Nierenmangel als zentrale Pathogenese etabliert wird⁹. Die Niere speichert das Wesen (Jing), regiert die Knochen und erzeugt das Mark. Die wärmende und vorantreibende Funktion des ursprünglichen Yang in der Niere ist grundlegend für stabile Knochen und einen ausgeglichenen Stoffwechsel. Ein Mangel an Nieren-Yang führt zu unzureichendem Wesen und Blut, Unterernährung des Marks sowie mangelnder Ernährung und Schwächung der Knochen, die dadurch brüchig werden. Zu den klinischen Erscheinungsformen gehören häufig kalte Schmerzen in der Lendenwirbelsäule, Schmerzen und Schwächegefühl, Kälteempfindlichkeit und kalte Gliedmaßen¹⁰. Daher hat sich das Prinzip, das Nieren-Yang zu wärmen und stärken, in der TCM zu einer wichtigen Strategie zur Vorbeugung und Behandlung der osteoporotischen Erkrankung bei Nieren-Yang-Mangel entwickelt¹¹.

Weishen-Decoction (auch bekannt als Weishen-Pille) stammt aus Liu Wansus Werk „Suwen Bingji Qiyi Bao Ming Ji“ aus der Jin-Dynastie und wurde ursprünglich zur Behandlung von "Schädigung von Leber und Niere mit Beteiligung der Milz, schlechter Verdauung von Nahrung sowie Lendenschmerzen, die das Aufrichten verhindern¹¹" empfohlen. In der Rezeptur dienen Rinde von Eucommia (Du Zhong) und Frucht von Psoralea (Bu Gu Zhi) als Hauptkräuter, um die Niere zu wärmen, das Yang zu stärken und Sehnen sowie Knochen zu festigen; Samen von Dodder (Tu Si Zi), Bockshornklee (Hu Lu Ba) und Wurzel von Cyathula (Chuan Niu Xi) wirken als Nebenkräuter, indem sie Leber und Niere stärken und Wind-Feuchtigkeit austreiben; unterstützt werden sie durch Wurzel von Saposhnikovia (Fang Feng), Rhizom von Dioscoreae hypoglaucae (Bi Xie), Frucht von Tribulus (Bai Ji Li) und Rinde von Zimt (Rou Gui), um Wind-Feuchtigkeit auszuleiten, das untere Jiao zu fördern, die Leber zu beruhigen und das Yang zu senken sowie die Bahnen zu wärmen und freizuleiten. Gemeinsam gelten diese Kräuter traditionell als synergistisch wirkend, um das Nieren-Yang zu wärmen und aufzustocken, die Essenz nachzubilden und die Knochen zu stärken. Vorläufige Tierversuche haben gezeigt, dass die Weishen-Decoction den Knochenstoffwechsel verbessern und die Knochenbildung fördern kann, indem sie Signalwege wie TGF-β/Smad2 und MAPK¹² moduliert. In der klinischen Praxis wird diese Rezeptur jedoch meist in Kombination mit westlicher Medizin eingesetzt. Es fehlt an hochwertigen, methodisch streng durchgeführten klinischen Studien, die ihre Wirksamkeit und Sicherheit als Monotherapie bei seniler Osteoporose aufgrund von Nieren-Yang-Mangel belegen.

Um die Positionierung der Monotherapie mit Weishen-Decoction zu verdeutlichen, vergleicht diese Arbeit sie mit etablierten klinischen Interventionen. Die konventionelle Pharmakotherapie umfasst hauptsächlich Bisphosphonate, Denosumab und Teriparatid, die gegebenenfalls in Kombination mit Kalzium- und Vitamin-D-Zusätzen eingesetzt werden. Diese Therapieregime können das Frakturrisiko wirksam senken und eine zuverlässige Langzeitwirksamkeit bieten, weisen jedoch erhebliche Nachteile auf. Mögliche schwerwiegende Nebenwirkungen sind beispielsweise die Kiefernekrose und atypische Oberschenkelbrüche; zudem sind sie mit hohen Kosten verbunden und bei einigen älteren Patienten schlecht verträglich. Außerdem tritt nach Absetzen von Denosumab häufig ein rascher Knochenschwund auf. Obwohl die alleinige Supplementierung mit Kalzium und Vitamin D sicher und kostengünstig ist, zeigt sie bei älteren Personen mit ausreichendem Vitamin-D-Spiegel nur eine begrenzte Wirkung hinsichtlich der Frakturprävention^5,6. Sie stellt lediglich eine unterstützende Therapie dar, keine krankheitsmodifizierende Behandlung.

Ein weiterer verbreiteter Ansatz ist die kombinierte Therapie mit chinesischen Kräuterformulierungen und konventioneller Pharmakotherapie, die dazu beiträgt, klinische Symptome zu lindern und die Dosierung westlicher Arzneimittel zu reduzieren. Solche Add-on-Studien sind jedoch durch Hintergrundbehandlungen verfälscht, wodurch es unmöglich wird, die unabhängige therapeutische Wirkung von pflanzlichen Arzneimitteln zu identifizieren. Außerdem fehlt den meisten entsprechenden Studien eine strenge Verblindung, eine Placebokontrolle sowie standardisierte Kriterien für die TCM-Syndromdifferenzierung. Aus diesem Grund bleibt die tatsächliche Wirksamkeit nierenstärkender Kräuterformulierungen wie Weishen Decoction, wenn sie allein angewendet werden, unklar. Es besteht daher ein dringender klinischer Bedarf daran zu überprüfen, ob standardisierte chinesische Kräuterformulierungen als wirksame Monotherapien dienen können und somit eine Alternative für Patienten darstellen, die eine reine TCM-Behandlung bevorzugen oder Kontraindikationen gegenüber konventionellen westlichen Arzneimitteln aufweisen.

Diese Studie verfolgt ein placebokontrolliertes Monotherapie-Design ohne Kalzium- und Vitamin-D-Supplementierung aus folgenden Gründen. Erstens ermöglicht dies eine unverzerrte Beurteilung der alleinigen Wirksamkeit von Weishen Decoction, wobei störende Einflüsse durch Hintergrundtherapien ausgeschlossen werden. Zweitens liegen bisher keine klinischen Hochqualitätsstudien vor, die die eigenständigen Effekte von Weishen Decoction in dieser Patientengruppe belegen; ein placebokontrolliertes Design kann daher die aussagekräftigsten Beweise liefern. Drittens wurde die Unterlassung von Kalzium- und Vitamin-D-Gabe aufgrund der zwölfwöchigen Interventionsphase und der engmaschigen Überwachung im Verlauf der Studie im Einklang mit den Einschlusskriterien und den Überwachungsverfahren als ethisch vertretbar erachtet. Mit diesem Studiendesign soll eine zentrale klinische Frage beantwortet werden: Kann eine Monotherapie mit Weishen Decoction die klinischen Symptome, die Schmerzintensität, den Knochenstoffwechsel und die Knochendichte bei älteren Patienten mit seniler Osteoporose vom Muster des Nieren-Yang-Mangels verbessern?

Diese Studie soll die Forschungslücke schließen. Nach unserem Wissen ist dies die erste klinische Studie, die die Wirksamkeit und Sicherheit der Weishen-Abkochung allein (ohne konventionelle Anti-Osteoporose-Medikamente) bei seniler Osteoporose mit einem Muster des Nieren-Yang-Mangels bewertet. Die Ergebnisse werden vorläufige Belege liefern, um die gezielte klinische Anwendung dieser Rezeptur zu unterstützen, und die Planung nachfolgender bestätigender klinischer Studien informieren.

Protokoll

Die Studie wurde gemäß den Grundsätzen der Deklaration von Helsinki durchgeführt. Die Studie wurde von dem Ethikkomitee des Xuzhou Central Hospital genehmigt (Genehmigungsnummer: XZXY-LK-20230320-037). Die Studie wurde im National Medical Research Registration System registriert (Nr.: MR-32-23-014328).

Studiendesign

Es handelte sich um eine prospektive, single-center, randomisierte, doppelblinde, placebokontrollierte klinische Studie, die darauf abzielte, die klinische Wirksamkeit und Sicherheit der Monotherapie mit Weishen-Decokt bei seniler Osteoporose mit Nieren-Yang-Mangel zu bewerten.

Rekrutierung und Anmeldung

Die Teilnehmer wurden zwischen April 2023 und September 2024 aus der ambulanten Klinik der Abteilung für Orthopädie und TCM im Xuzhou Central Hospital rekrutiert. Eine Forschungskoordinatorin überprüfte täglich die elektronischen Patientenakten auf Patienten im Alter von 60–80 Jahren mit Diagnoseschlüsseln für Osteoporose (M80–M81) und Beschwerden wie Rückenschmerzen, Schmerzen sowie Schwäche in der Taille und den Knien. Potenziell berechtigte Patienten wurden anschließend telefonisch mittels eines standardisierten Skripts kontaktiert, in dem der Studienzweck, das 12-wöchige, doppelblinde, placebokontrollierte Design, der Verzicht auf Hintergrundgabe von Kalzium oder Vitamin D sowie die Verfügbarkeit einer Notfallbehandlung bei Bedarf erläutert wurden. Patienten, die weiterhin interessiert waren, erhielten einen Termin für eine Einschlussuntersuchung. Bei dieser Untersuchung wurde von allen Teilnehmern vor Durchführung studienspezifischer Maßnahmen eine schriftliche, informierte Einwilligung eingeholt. Ein Einschlussprotokoll wurde geführt, um alle kontaktierten Patienten, Ausschlussgründe sowie Personen, die keine Teilnahme wünschten, zu dokumentieren. Nach Erteilung der Einwilligung wurde eine nüchterne Blutprobe entnommen, um mittels eines automatisierten biochemischen Analysegeräts die Konzentration von serumgebundenem 25-Hydroxyvitamin D₃ (eine Konzentration ≥20 ng/mL war für die Einschlusskriterien erforderlich), Kalzium, Phosphor und Knochenumsatzmarkern (PINP, β-CTX, OC) zu bestimmen. Mithilfe eines Geräts für die Dual-Energy-X-ray-Absorptiometrie (DXA) wurde die Knochendichte an der Lendenwirbelsäule (L1–L4) und am linken Femurhals gemessen. Die TCM-Syndromdifferenzierung wurde unabhängig voneinander von zwei leitenden TCM-Ärzten anhand eines standardisierten Case-Report-Formulars (CRF) durchgeführt; bei Uneinigkeit erfolgte eine Konsensfindung durch Diskussion mit einem dritten, erfahrenen TCM-Arzt. Alle Einschluss- und Ausschlusskriterien wurden anhand eines vorgedruckten Kontrolllistensystems überprüft. Geeignete Teilnehmer erhielten anschließend innerhalb von 7 Tagen vor der Randomisierung einen Termin zur Basisuntersuchung.

Berechnung der Stichprobengröße

Die Stichprobengröße wurde basierend auf dem primären Ziel – der gesamten Wirksamkeitsrate (dichotomes Ergebnis) – berechnet. Laut zwei zuvor veröffentlichten Metaanalysen zu TCM-Interventionen bei primärer Osteoporose^13,14 lagen die berichteten Gesamtwirksamkeitsraten (basierend auf der Reduktion des TCM-Syndromscores) für nierenstärkende Kräuterformulierungen in den Behandlungsgruppen zwischen etwa 60 % und 75 % und in den Placebo- oder Kontrollgruppen zwischen 35 % und 50 %. Auf Grundlage dieser Schätzungen wurden Wirksamkeitsraten von 66 % für die Weishen-Dekokt-Gruppe und 40 % für die Placebogruppe angenommen. Unter Verwendung eines zweiseitigen α = 0,05 und β = 0,20 (Power = 80 %) erfolgte die Stichprobengrößenabschätzung zum Vergleich zweier unabhängiger Anteile mit spezieller Software zur Stichprobengrößenberechnung. Folgende Parameter wurden eingegeben: p₁ = 0,66, p₂ = 0,40, α = 0,05, Power = 0,80, Allokationsverhältnis N2/N1 = 1. Die Berechnung ergab, dass je Gruppe 33 Patienten erforderlich waren. Unter Berücksichtigung einer geschätzten Drop-out-Rate von etwa 10 % wurde letztendlich eine Gesamtstichprobengröße von 72 Patienten festgelegt, mit jeweils 36 Patienten pro Gruppe. Die Software-Ausgabe und Analyseeinstellungen wurden als PDF gespeichert und in der Studienhauptakte archiviert.

Randomisierung und Verblindung

Eine randomisierte Blockstratifizierungsmethode wurde angewandt. Die Stratifikationsfaktoren waren Altersgruppe (60–70 Jahre vs. 71–80 Jahre) und Geschlecht (männlich vs. weiblich). Eine feste Blockgröße von 4 wurde verwendet. Ein unabhängiger Statistiker, der nicht an der Rekrutierung, Behandlung oder Wirksamkeitsbewertung der Teilnehmer beteiligt war, erstellte mittels Randomisierungssoftware die Zuordnungssequenz. Dabei wurde folgendermaßen vorgegangen: (1) ein neuer leerer Datensatz mit 72 Zeilen wurde angelegt; (2) Stratifikationsvariablen (Altersgruppe und Geschlecht) sowie eine fortlaufende Teilnehmer-ID (1–72) wurden eingegeben; (3) innerhalb jedes Stratum wurde eine gleichverteilte Zufallszahl zwischen 0 und 1 generiert; (4) die Teilnehmer wurden nach Stratum und nach der Zufallszahl sortiert; (5) innerhalb jedes Blocks der Größe 4 wurden die ersten beiden der Weishen-Decoction (Code A) und die nächsten beiden dem Placebo (Code B) zugewiesen; (6) die endgültige Zuordnungstabelle wurde ausgedruckt. Die Randomisierungssequenz wurde ausgedruckt und in nummerierten, undurchsichtigen Umschlägen versiegelt. Diese Umschläge wurden in einem verschlossenen Schrank in der zentralen Apotheke des Krankenhauses aufbewahrt und waren nur dem ausgabeberechtigten Apotheker zugänglich, der an keiner anderen Studienprozedur beteiligt war. Nach der Einschreibung und der Basisuntersuchung wies der Studienkoordinator die nächste verfügbare Teilnehmer-ID (in aufsteigender Reihenfolge) zu und holte den entsprechenden Umschlag aus der Apotheke ab. Der Umschlag wurde vom Apotheker erst geöffnet, nachdem der Teilnehmer alle Basisuntersuchungen abgeschlossen hatte und die Einwilligung bestätigt war. Der Apotheker bereitete daraufhin das Studienmedikament gemäß dem Zuordnungscode zu und trug die Zuweisung in ein sicheres Zuordnungsprotokoll ein (das in einer separaten verschlossenen Akte aufbewahrt wurde). Die Studienpräparate (Weishen-Decoction-Granulat und das entsprechende Placebo) waren in Aussehen, Geruch, Verpackung und Gewicht identisch (jede Einzeldosis wog ca. 12,05 g). Die Apotheke stellte gemäß dem Randomisierungsumschlag eine vierwöchige Versorgung mit Studienmedikament für jeden Teilnehmer her. Für jeden Teilnehmer wurde ein Satz beschrifteter Behälter (einer pro vierwöchigen Intervall) mit den zugewiesenen Beuteln gefüllt. Jedes Etikett enthielt die Teilnehmer-ID, die Behälternummer (z. B. W1, W2, W3 für die Wochen 1–4, 5–8, 9–12) sowie die Anweisung „Einmal täglich nach den Mahlzeiten einen Beutel zweimal einnehmen“. Ein separates Abgabeprotokoll dokumentierte Teilnehmer-ID, Behälternummer, Anzahl der abgegebenen Beutel (28 pro Behälter), Abgabedatum und die Initialen des abgebenden Apothekers. Das Protokoll wurde von dem Apotheker und einer zweiten unabhängigen pharmazeutischen Fachkraft, die die Anzahl überprüfte, unterschrieben und datiert. Teilnehmer, klinische Untersucher (verantwortlich für Einschreibung, Behandlung und Nachuntersuchung), Wirksamkeitsbeurteiler und Datenstatistiker waren alle gegenüber der Gruppenzuordnung verblindet, die bis zur Sperrung der Datenbank und zum Abschluss der vorgegebenen Analysen geheim blieb. Während der Studie traten keine ungeplanten Entblindungen auf.

Diagnosekriterien

Die westliche medizinische Diagnose einer Osteoporose basierte auf den Leitlinien für die Diagnose und Behandlung der primären Osteoporose (2022)¹⁵. Mithilfe der Dual-Energie-Röntgenabsorptiometrie wurde die Knochendichte an der Lendenwirbelsäule (L1–L4) oder am Femurhals gemessen, und ein T-Wert ≤−2,5 diente zur Bestätigung der Diagnose¹⁶. Die TCM-Diagnosekriterien für das Muster des Nieren-Yang-Mangels folgten dem Expertenkonsens zur TCM bei Prävention und Behandlung der primären Osteoporose (2020)¹⁶. Zu den Hauptsymptomen gehörten kaltschmerzen im Rücken und in der Taille sowie Schmerzen und Schwäche in der Taille und den Knien. Zu den Nebensymptomen zählten Kälteempfindlichkeit mit Wärmevorliebe (Verschlimmerung durch Kälte) sowie häufiges Wasserlassen oder Nykturie. Befunde an Zunge und Puls umfassten eine blasse, geschwollene Zunge mit weißer, glitschiger Zungenbelagung sowie einen tiefen, fadenförmigen oder langsamen Puls. Für die Diagnose mussten alle Hauptsymptome sowie mindestens ein Nebensymptom in Kombination mit den Befunden an Zunge und Puls vorliegen. Jedes Symptom wurde quantifiziert, um eine Gesamtsyndrom-Score nach TCM zu berechnen. Gemäß dem Expertenkonsens zur TCM bei Prävention und Behandlung der primären Osteoporose (2020)¹⁷ wurden die Hauptsymptome (Kaltschmerzen im Rücken und in der Taille, Schmerzen und Schwäche in der Taille und den Knien) auf einer vierstufigen Skala mit 0, 2, 4 oder 6 bewertet (0 = nicht vorhanden, 2 = leicht, 4 = mittelgradig, 6 = schwer), wobei die Schwere der Kaltschmerzen im Rücken und in der Taille an VAS-Scores verankert war (leicht: 1–3; mittelgradig: 4–6; schwer: 7–10). Die Nebensymptome (eingeschränkte Lendenwirbelsäulenbeweglichkeit, Kälteempfindlichkeit mit Wärmevorliebe, häufiges Wasserlassen oder Nykturie) wurden auf einer 0–1–2–3-Skala bewertet (0 = nicht vorhanden, 1 = leicht, 2 = mittelgradig, 3 = schwer). Alle Auswerter wurden anhand dieser Kriterien geschult und vor der Studie an 10 Patienten pilotgetestet, um die Übereinstimmung zwischen den Auswertern sicherzustellen (Intraklassenkorrelationskoeffizient ≥0,85).

Einschluss-, Ausschluss- und Abbruchkriterien

Einschlusskriterien waren: Alter zwischen 60 und 80 Jahren; Erfüllung der oben genannten westlichen medizinischen diagnostischen Kriterien sowie der Kriterien für das TCM-Muster des Nieren-Yang-Mangels; keine Einnahme von Medikamenten, die den Knochenstoffwechsel beeinflussen (z. B. Bisphosphonate, Teriparatid, Denosumab), innerhalb von 3 Monaten vor der Einschreibung; stabile Vitalzeichen, Bewusstseinsklarheit, Fähigkeit, bei Skalenbeurteilungen und Nachuntersuchungen mitzuwirken; sowie freiwillige Teilnahme mit schriftlicher, informierter Einwilligung. Ausschlusskriterien waren: sekundäre Osteoporose (z. B. Hyperparathyreoidismus, Cushing-Syndrom, langfristige Glukokortikoidtherapie); gleichzeitige schwere primäre Erkrankungen des Herz-, Leber-, Nieren- oder hämatologischen Systems oder maligne Tumore; Vorerkrankung einer Überempfindlichkeit oder bekannter Allergie gegenüber einem Inhaltsstoff des Studienpräparats; begleitende lumbale Kompressionsfrakturen, schwere Wirbelsäulendeformitäten oder eine Vorgeschichte von Gelenkprothesen, die die Genauigkeit der BMD-Messung beeinträchtigen; eine kognitive oder psychiatrische Erkrankung, die eine informierte Einwilligung oder die Durchführung der Studienprozeduren ausschließt; sowie gleichzeitige Teilnahme an einer anderen klinischen Studie. Kriterien für Abbruch und Ausschluss waren: Auftreten schwerwiegender unerwünschter Ereignisse, die nach Ansicht des Untersuchers eine Fortsetzung ausschließen; schlechte Teilnehmercompliance (Medikamenteneinhaltung <80 % oder Verlust für die Nachbeobachtung); Widerruf der Einwilligung; sowie Auftreten klinischer Ereignisse, die eine Standardtherapie und sofortige Intervention während der Studie erforderlich machten.

Behandlungsmethoden

Diese Studie beinhaltete keine konventionelle Pharmakotherapie (Hintergrundbehandlung: Calcium und Vitamin D). Die Teilnehmer erhielten entweder Weishen-Decoction oder ein entsprechendes Placebo, um die unabhängige Wirksamkeit zu bewerten. Die Weishen-Decoction-Gruppe erhielt orale Weishen-Decoction-Granula (hergestellt von einem chinesischen Pharmaunternehmen; Chargennummer: 20240217). Die Granula wurden mittels eines standardisierten Wasserextraktions- und Sprühtrocknungsverfahrens hergestellt. Das tägliche Rohkräuteraquivalent (insgesamt 111 g) ergab nach der Sprühtrocknung etwa 20,5 g Extraktpulver. Nach Zugabe von Dextrin (15 % w/w) betrug das tägliche Gesamtgewicht der Granula etwa 24,1 g, aufgeteilt auf zwei Beutel (jeweils mit etwa 12,05 g Granula, entsprechend 55,5 g Rohkraut und 10,25 g Trockenextrakt pro Beutel). Die Teilnehmer lösten einen Beutel in 150–200 mL warmem Wasser auf und nahmen es nach dem Frühstück sowie erneut nach dem Abendessen ein. Die Kontrollgruppe erhielt orale Placebo-Granula, die in Aussehen, Farbe, Geruch und Geschmack identisch waren (Chargennummer: 20240211; hergestellt aus Dextrin, Karamell und Lebensmittelfarbstoff, ohne pharmakologische Wirkung), in gleicher Weise verpackt und mit demselben Dosierungsschema. Die Behandlungsdauer betrug für beide Gruppen 12 Wochen. Während der 12-wöchigen Behandlungsphase wurden die Patienten in den Wochen 4, 8 und 12 überwacht. Jeder Teilnehmer, bei dem ein neuer Fragilitätsbruch auftrat, eine deutliche Verschlechterung der Rückenschmerzen mit eingeschränkter Mobilität oder ein klinisch relevanter Funktionsverlust festgestellt wurde, hätte aus der Studie ausgeschlossen und zur standardmäßigen osteoporotischen Versorgung überwiesen werden sollen. Solche Ausschlüsse traten nicht auf.

Überwachung der Adhärenz

Die Medikamenteneinhaltung wurde mithilfe einer kombinierten Methode aus Beutelzählung und Patiententagebuch überprüft. Eine vierwöchige, zweimal täglich verabreichte Versorgung sollte normalerweise 56 Beutel enthalten. Die Teilnehmer erhielten die Anweisung, bei jedem Folgetermin (in den Wochen 4, 8 und 12) alle Beutel, verwendete und unbenutzte, zurückzugeben. Bei jedem Besuch zählten die Studienmitarbeiter die zurückgegebenen Beutel und trugen die Anzahl in eine standardisierte Adhärenzlogdatei ein.

Die Adhärenzrate für jedes Intervall wurde wie folgt berechnet:

wobei „Anzahl der tatsächlich eingenommenen Beutel“ sich aus (Beutel, verabreicht beim vorherigen Besuch) − (Beutel, zurückgegeben beim aktuellen Besuch) ergab.

Jeder Teilnehmer erhielt außerdem ein gedrucktes Tagebuch, um Datum und Uhrzeit jeder Beutel-Einnahme zu dokumentieren. Die Tagebücher wurden bei jedem Folgetermin vom Studienkoordinator überprüft und unterschrieben. Unstimmigkeiten zwischen den Einträgen im Tagebuch und der Anzahl der verwendeten Beutel wurden durch Interviews mit den Teilnehmern geklärt; falls keine Klarstellung möglich war, wurde die konservativere Schätzung verwendet. Eine Einhaltungsrate von ≥80 % über den gesamten 12-wöchigen Zeitraum wurde als akzeptabel angesehen. Teilnehmer mit einer Einhaltungsrate <80 % in Woche 4 oder Woche 8 erhielten zusätzliche Beratung; wenn die Einhaltung beim anschließenden Besuch weiterhin <80 % betrug, galten sie als nicht einhaltend und wurden von der per-Protokoll-Analyse ausgeschlossen (wurden jedoch weiterhin zur Sicherheitsauswertung erfasst und blieben in der Intention-to-treat-Analyse enthalten). Nach einer vergessenen Dosis wurde den Teilnehmern empfohlen, die nächste Dosis nicht zu verdoppeln, sondern mit dem regulären Dosierungsschema fortzufahren.

Beobachtungsmaße und Evaluationsmethoden

Das primäre Ziel war die Gesamtwirksamkeitsrate, definiert als die Verringerung des TCM-Syndromscores. Die TCM-Syndromscores wurden vor der Behandlung und nach 12 Wochen Behandlungsdauer erfasst. Mithilfe der Nimodipin-Methode ([(Ausgangsscore − Score nach Behandlung) / Ausgangsscore] × 100 %) wurde „deutlich wirksam“ als eine Reduktionsrate des Syndromscores ≥70 % definiert, „wirksam“ als 30 % ≤ Reduktionsrate <70 % und „unwirksam“ als Reduktionsrate <30 %. Die Gesamtwirksamkeitsrate wurde berechnet als (Anzahl der Teilnehmer, die als deutlich wirksam oder wirksam klassifiziert wurden) / Gesamtanzahl der Fälle × 100 %. Zu den wichtigsten sekundären Endpunkten gehörten die Veränderung des gesamten TCM-Syndromscores (kontinuierliche Variable) und die Veränderung der Intensität von Rückenschmerzen, gemessen anhand der visuellen Analogskala (VAS, 0–10-Skala)¹⁷. Zu den explorativen sekundären Endpunkten zählten Veränderungen der Knochendichte (BMD) an Lendenwirbelsäule und Oberschenkelhals, Veränderungen der serumgebundenen Knochenstoffwechselmarker (PINP, β‑CTX, OC, Ca, P, 25(OH)D₃, knochenspezifische alkalische Phosphatase (BALP)) sowie Sicherheitsindizes. Die BMD wurde mittels eines DXA-Geräts durch dieselbe zertifizierte Technikerin gemessen, die gegenüber der Gruppenzuordnung verblindet war, zum Zeitpunkt des Baseline-Besuchs (innerhalb von 7 Tagen vor der Randomisierung) und beim Nachuntersuchungsbesuch nach der Behandlung (innerhalb von 12 Wochen nach Behandlungsende)^4,19. Nüchtern-venöses Blut wurde vor der Behandlung und nach 12 Wochen entnommen, um die Knochenstoffwechselmarker mittels eines automatisierten elektrochemilumineszenten Immunoanalysators zu bestimmen. Die Sicherheit wurde durch kontinuierliche Überwachung unerwünschter Ereignisse (AE) bewertet; geplante Laboruntersuchungen (komplettes Blutbild, Urinanalyse, Leber- und Nierenfunktionstests, Elektrokardiographie (EKG)) zum Baseline-Zeitpunkt und in Woche 12; sowie körperliche Untersuchungen bei jedem Besuch (Wochen 4, 8 und 12). Alle AEs wurden durch spontane Meldungen und aktive Befragung bei jedem Besuch erfasst. Die Schwere wurde anhand der

Allgemeine Terminologiekriterien für unerwünschte Ereignisse (CTCAE).

Klinische Sicherheitshinweise und Abbruchregeln

Ein unabhängiges Überwachungsgremium für Daten und Sicherheit (DSMB), bestehend aus einem klinischen Pharmakologen, einem Geriater und einem Biostatistiker, trat alle sechs Wochen zusammen, um alle Sicherheitsdaten zu überprüfen. Die folgenden Sicherheitsregeln wurden vorab festgelegt. Jede schwerwiegende unerwünschte Wirkung (SAE) – definiert als Tod, ein lebensbedrohliches Ereignis, eine Erst- oder verlängerte Krankenhausaufnahme, eine anhaltende oder erhebliche Behinderung oder eine angeborene Fehlbildung, oder eine Verlängerung einer bestehenden Krankenhausaufnahme, eine anhaltende oder signifikante Behinderung oder eine angeborene Fehlbildung – musste innerhalb von 24 Stunden der Ethikkommission und innerhalb von 48 Stunden dem DSMB gemeldet werden. Eine Aufhebung der Verblindung des betroffenen Teilnehmers durfte nur durch den leitenden Prüfarzt erfolgen, wenn die Kenntnis der Therapiezuordnung als wesentlich für das Patientenmanagement erachtet wurde. Das Verfahren zur Aufhebung der Verblindung wurde durch die zentrale Apotheke gesteuert, die den Zuordnungscode in einem versiegelten Umschlag aufbewahrte. Wenn eine SAE als möglicherweise, wahrscheinlich oder definitiv mit dem Studienpräparat in Zusammenhang stehend eingestuft wurde, würde das DSMB empfehlen, die Teilnahme des betroffenen Probanden zu beenden und, falls mehrere ähnliche SAEs aufträten, die gesamte Studie auszusetzen. Bei nicht schwerwiegenden unerwünschten Wirkungen konnte die Behandlung nach Ermessen des Prüfarztes fortgesetzt werden; wenn eine unerwünschte Wirkung anhaltende Beschwerden verursachte oder mäßig bis schwerwiegend (Grad 2 oder höher) wurde und sich innerhalb von 7 Tagen nicht besserte, konnte der Prüfarzt den Teilnehmer von der Studie zurückziehen. Die Studie würde vorzeitig beendet, falls (i) zwei oder mehr SAEs mit dem Studienpräparat in Zusammenhang standen; (ii) eine zuvor nicht erkannte schwerwiegende Toxizität auftrat; oder (iii) das DSMB eine Beendigung aufgrund mangelnder Wirksamkeit oder Schadens empfahl.

Datenaufbereitung und statistische Methoden

Alle Fallberichtsbögen (CRF) wurden von geschulten Studienkoordinatoren ausgefüllt und unabhängig voneinander zweimal von zwei verschiedenen Dateneingabeassistenten in eine elektronische Datenbank eingegeben. Die beiden Datensätze wurden mithilfe des integrierten Validierungsmoduls der Software verglichen; Unstimmigkeiten wurden durch Rückgriff auf die ursprünglichen Quelldokumente behoben. Ein Datenanfragen-Protokoll wurde geführt. Nachdem der letzte Teilnehmer den Besuch in Woche 12 abgeschlossen hatte und alle Anfragen geklärt waren, sperrten der leitende Prüfarzt und der Datenmanager die Datenbank. Die gesperrte Datenbank wurde in eine Software zur statistischen Analyse exportiert. Die Syntaxdatei, die alle Datentransformationen, Variablenbezeichnungen und Analysebefehle enthielt (einschließlich des χ²-Tests für das primäre Ergebnis, unabhängiger t-Tests für die Veränderungsscores und ANCOVA-Sensitivitätsanalysen), wurde gespeichert und gemeinsam mit der Studienhauptakte archiviert. Die statistische Analyse wurde sowohl am Vollständigen Analysekollektiv (Full Analysis Set) als auch am Per-Protokoll-Kollektiv (Per-Protocol Set) durchgeführt; da keine Patienten die Studie vorzeitig abbrachen und keine wesentlichen Protokollabweichungen auftraten, waren beide Kollektive identisch. Für das primäre Ergebnis (gesamte Effektivitätsrate) wurde der χ²-Test verwendet. Bei kontinuierlichen sekundären Endpunkten wurden die Veränderungsscores (Post-Behandlung minus Ausgangswert) zwischen den Gruppen mittels t-Tests für unabhängige Stichproben (bei normalverteilten Veränderungen) oder Mann-Whitney-U-Tests (bei nicht normalverteilten Veränderungen) verglichen. Als Sensitivitätsanalyse wurde eine Kovarianzanalyse (ANCOVA) durchgeführt, um die Ergebnisse auf Basis der Ausgangswerte zu adjustieren; diese ergab konsistente Ergebnisse. Alle statistischen Tests waren zweiseitig, wobei ein P < 0,05 als statistisch signifikant angesehen wurde. Eine interim-Analyse war weder geplant noch durchgeführt worden.

Ergebnisse

Teilnehmerfluss, Überprüfung der Verblindung und Vollständigkeit der Nachbeobachtung

Randomisierung und Zuordnung

72 Patienten wurden randomisiert (36 auf Weishen Decoction, 36 auf Placebo). Alle 72 erhielten die zugewiesene Intervention; es traten keine Abweichungen vom Protokoll auf.

Integrität der Verblindung

Die Verblindung wurde nicht formell bewertet (z. B. mithilfe des James-Verblindungsindex). Es wurden jedoch keine unplanmäßigen Entblindungen gemeldet. Die Placebo- und Wirkstoffgranulate waren in Aussehen, Geschmack und Verpackung identisch, und es traten keine gruppenspezifischen unerwünschten Ereignisse auf, die auf die Zuordnung hindeuteten (leichte unerwünschte Ereignisse waren zwischen den Gruppen vergleichbar: 8,3 % vs. 5,6 %). Es wurden keine unplanmäßigen Entblindungen berichtet.

Nachuntersuchung und Ausschluss:

Alle 72 Patienten (100 %) absolvierten die zwölfwöchige Behandlung, alle Nachuntersuchungen (Wochen 4, 8 und 12) sowie die BMD-Bestimmung nach der Behandlung. Kein Patient zog sich zurück, ging im Verlauf verloren oder erfüllte die Abbruchkriterien. Die BMD-Bestimmung nach der Behandlung erfolgte im Mittel (SD) 6,5 (3,2) Tage (Weishen Decoction) bzw. 6,8 (3,5) Tage (Placebo) nach der letzten Dosis.

Ein CONSORT-Flussdiagramm ist in Abbildung 1 zusammengefasst.

Analyse der Basisdaten

Die Gesamtanalysegruppe (FAS) und die Per-Protokoll-Gruppe (PPS) waren identisch, und alle Analysen beziehen sich auf diesen einen Satz von 72 Patienten. Es gab keine statistisch signifikanten Unterschiede zwischen den beiden Gruppen hinsichtlich Geschlechtsverteilung, Alter, Gewicht und anderer allgemeiner Merkmale (P > 0,05), was auf Vergleichbarkeit hinweist (Tabelle 1).

Haftung

Die Medikamenteneinhaltung wurde in den Wochen 4, 8 und 12 anhand der Zählung von Beuteln und Patiententagebüchern überprüft. In der Weishen-Decoction-Gruppe betrugen die mittleren Einhaltungsraten 97,1 % ± 2,3 % in Woche 4, 96,4 % ± 2,9 % in Woche 8 und 95,8 % ± 2,9 % in Woche 12. In der Placebogruppe lagen die mittleren Einhaltungsraten bei 96,8 % ± 2,5 % in Woche 4, 96,1 % ± 2,7 % in Woche 8 und 95,5 % ± 3,0 % in Woche 12. Zu keinem Zeitpunkt ergaben sich signifikante Unterschiede zwischen den Gruppen (alle P > 0,05). Alle 72 Patienten wiesen während des gesamten 12-wöchigen Behandlungszeitraums Einhaltungsraten von ≥80 % auf, und kein Patient musste aufgrund mangelnder Einhaltung ausgeschlossen werden.

TCM-Syndrom-Scores und Wirksamkeit

Die Ausgangswerte der TCM-Syndrom-Scores waren zwischen den beiden Gruppen vergleichbar (alle P > 0,05). Nach 12 Wochen Behandlung waren die Änderungsscores für die zentralen Symptome eines Nieren-Yang-Mangels (kalter Schmerz im Rücken und in der Taille, Schmerzen und Schwächegefühl sowie Kälteempfindlichkeit) in der Weishen-Decoction-Gruppe im Vergleich zur Placebogruppe signifikant stärker ausgeprägt (alle P < 0,05; Tabelle 2). Bei den Symptomen eingeschränkter Aktivität und häufigem Wasserlassen unterschieden sich die Änderungsscores zwischen den Gruppen nicht signifikant (P > 0,05). Die Abnahme des gesamten TCM-Syndrom-Scores (Änderungsscore) war in der Weishen-Decoction-Gruppe signifikant größer als in der Placebogruppe (mittlere Änderung: −4,8 ± 1,5 vs. −1,6 ± 1,8; Gruppenunterschied: −2,9 (Weishen-Decoction minus Placebo), 95 % KI: −4,1 bis −1,7; P < 0,001) (Tabelle 2).

Die gesamte wirksame Rate, basierend auf der Reduktion des TCM-Syndrom-Scores, war in der Weishen-Decoction-Gruppe signifikant höher als in der Kontrollgruppe (66,7 % gegenüber 41,7 %; Ratenunterschied 25,0 %, 95 % KI: 3,9 %–46,1 %; P = 0,027) (Tabelle 3).

Schmerzscore: Schmerzen im unteren Rückenbereich (VAS)

Die Veränderung des VAS-Schmerzscore von der Ausgangsbasis bis zur Woche 12 war in der Weishen-Decoction-Gruppe signifikant größer als in der Placebogruppe (mittlere Veränderung: −1,3 ± 1,1 vs. −0,5 ± 1,0; Gruppenunterschied: −0,8, 95 % KI: −1,5 bis −0,1; P = 0,024) (Tabelle 4). Explorative intra-gruppelle Analysen zeigten eine signifikante Abnahme in der Weishen-Decoction-Gruppe (P = 0,001), jedoch nicht in der Placebogruppe (P = 0,176).

Änderungen der Knochendichte (BMD)

Die Veränderung des T-Werts am Femurhals von der Ausgangsbasis bis zur Woche 12 war in der Weishen-Decoction-Gruppe signifikant größer als in der Placebogruppe (mittlere Veränderung: +0,3 ± 0,4 vs. +0,1 ± 0,5; Gruppenunterschied: +0,2, 95 % KI: +0,03 bis +0,57; P = 0,032). Ebenso war die Veränderung der Knochendichte (BMD) am Femurhals in der Weishen-Decoction-Gruppe signifikant größer (mittlere Veränderung: +0,1 ± 0,03 vs. 0,0 ± 0,04; Gruppenunterschied: +0,1, 95 % KI: +0,04 bis +0,16; P = 0,001). Bei der Knochendichte (BMD) und dem T-Wert der Lendenwirbelsäule wurden keine signifikanten Gruppenunterschiede in den Veränderungswerten beobachtet (alle P > 0,05) (Tabelle 5). Intra-gruppale Vergleiche (deskriptiv) zeigten signifikante Verbesserungen der Parameter am Femurhals nur in der Weishen-Decoction-Gruppe.

Zeitpunkt der BMD-Beurteilung nach der Behandlung

Gemäß Protokoll waren BMD-Bewertungen nach der Behandlung innerhalb von 28 Tagen nach Abschluss der zwölfwöchigen Behandlung zulässig. Die tatsächliche mittlere (SD) Zeit zwischen der letzten Dosis und der BMD-Messung betrug in der Weishen-Decoction-Gruppe 6,5 (3,2) Tage (Spannweite: 2–14 Tage) und in der Placebo-Gruppe 6,8 (3,5) Tage (Spannweite: 2–15 Tage). Kein Patient benötigte das volle 28-Tage-Fenster. Der Gruppenunterschied war nicht signifikant (P = 0,71). Somit wurden alle BMD-Messungen nach der Behandlung innerhalb eines engen, ausgewogenen Zeitfensters durchgeführt.

Marker des Knochenstoffwechsels

Die Änderungsscores für serumgebundenes β-CTX, PINP und OC waren in der Weishen-Decoction-Gruppe im Vergleich zur Placebogruppe signifikant größer (β-CTX: mittlere Änderung −127,7 ± 50,2 vs. −47,9 ± 68,1, P = 0,002; PINP: −12,1 ± 9,5 vs. −6,3 ± 10,2, P = 0,004; OC: −3,0 ± 3,5 vs. −1,5 ± 3,8, P = 0,013). Für die Veränderungen von Ca, P, 25(OH)D₃ oder BALP wurden keine signifikanten Gruppenunterschiede beobachtet (alle P > 0,05) (Tabelle 6).

Sicherheitsaspekte

Unerwünschte Ereignisse wurden bei jedem geplanten Besuch (Woche 4, 8 und 12) sowie durch kontinuierliche spontane Meldungen erfasst. Während der 12-wöchigen Behandlungsphase wurden in keiner der beiden Gruppen schwere unerwünschte Ereignisse gemeldet. Leichte unerwünschte Ereignisse traten bei 3 Patienten (8,3 %) in der Weishen-Decoction-Gruppe (leichte gastrointestinale Beschwerden, n = 2; leichte Schwindelgefühle, n = 1) und bei 2 Patienten (5,6 %) in der Kontrollgruppe (leichte gastrointestinale Beschwerden, n = 1; leichter Mundtrockenheit, n = 1) auf. Alle unerwünschten Ereignisse besserten sich ohne medizinische Intervention, und kein Teilnehmer brach die Behandlung aufgrund eines unerwünschten Ereignisses ab. Laborchemische Sicherheitsparameter (AST, ALT, Serumkreatinin, BUN) zeigten in beiden Gruppen vom Ausgangswert bis zur Woche 12 keine klinisch bedeutsamen Veränderungen. Gruppenvergleiche der Änderungsscores ergaben keine statistisch signifikanten Unterschiede (alle P > 0,05; Tabelle 7). Während der Studie trat kein Abbruchkriterium ein. Alle Sicherheitsentscheidungen und ihre Begründungen wurden in den Protokollen der DSMB-Sitzungen dokumentiert.

VERFÜGBARKEIT VON DATEN:

Die anonymisierten individuellen Teilnehmerdaten (einschließlich Baseline-Charakteristika, primärer und sekundärer Ergebnisparameter sowie Aufzeichnungen zu unerwünschten Ereignissen), die den in diesem Artikel berichteten Ergebnissen zugrunde liegen, sowie das Studienprotokoll, der statistische Analyseplan und kommentierte CRF-Vorlagen wurden in einem öffentlichen Repository hinterlegt. Alle Rohdaten sind öffentlich über Zenodo unter der DOI:10.5281/zenodo.20527390 (oder dem dauerhaften Identifikator nach endgültiger Hinterlegung) zugänglich. Das Repository enthält den vollständigen Datensatz im CSV-Format, ein Datenwörterbuch und die Syntaxdateien für die Analyse. Zum Zugriff auf die Daten ist keine Anmeldung oder besondere Genehmigung erforderlich.

Abbildung 1: Studiendurchlaufdiagramm. Insgesamt wurden 72 ältere Patienten mit nieren-yang-defizienter altersbedingter Osteoporose eingeschlossen und im Verhältnis 1:1 zufällig entweder Weishen-Decoction-Granulat (n = 36) oder ein entsprechendes Placebo (n = 36) über einen Zeitraum von 12 Wochen verabreicht. Alle 72 Patienten (100 %) absolvierten die 12-wöchige Behandlungsphase sowie alle geplanten Kontrolluntersuchungen (in den Wochen 4, 8 und 12 sowie die posttherapeutische Beurteilung der Knochendichte). Kein Patient zog sich aus der Studie zurück, verpasste die Nachuntersuchungen oder wurde von der Analyse ausgeschlossen. Daher waren der Vollständige-Analyse-Satz (Full Analysis Set, FAS) und der Per-Protokoll-Satz (Per-Protocol Set, PPS) identisch und umfassten alle 72 randomisierten Teilnehmer. Die Basischarakteristika waren zwischen den beiden Gruppen gut ausbalanciert, ohne statistisch signifikante Unterschiede hinsichtlich Geschlecht, Alter, Gewicht oder anderer allgemeiner Merkmale (alle P > 0,05). Alle in dieser Studie berichteten Analysen basieren auf diesem vollständigen Kollektiv von 72 Patienten. Bitte klicken Sie hier, um eine vergrößerte Version dieser Abbildung anzusehen.

Merkmale	Gruppe Weishen Dekokt (n = 36)	Kontrollgruppe (n = 36)	P-Wert
Geschlecht (männlich/weiblich)	15 / 21	13 / 23	0.516
Alter (Jahre)	68,2 ± 7,5	67,5 ± 7,8	0,699
Gewicht (kg)	62,8 ± 8,9	61,9 ± 9,1	0,672
LWS-BMD (g/cm²)	0,8 ± 0,2	0,8 ± 0,2	0,876
LWS-T-Score	−2,4 ± 1,4	−2,4 ± 1,5	0,923
Hüftkopf-BMD (g/cm²)	0,6 ± 0,2	0,6 ± 0,2	0,912
Hüftkopf-T-Score	−2,7 ± 1,0	−2,7 ± 1,2	0,885
VAS-Schmerzscore	4,1 ± 1,6	4,0 ± 1,6	0,854
β-CTX (ng/mL)	620,5 ± 25,3	658,2 ± 278,1	0,432
PINP (ng/mL)	48,9 ± 16,5	49,8 ± 18,9	0,827
OC (ng/mL)	16,9 ± 4,8	17,1 ± 5,8	0,875
25(OH)D₃ (ng/mL)	17,8 ± 8,5	18,9 ± 8,8	0,593
Kalzium (mmol/L)	2,3 ± 0,1	2,3 ± 0,1	0,762
Phosphor (mmol/L)	1,1 ± 0,2	1,1 ± 0,2	0,935

Tabelle 1: Baseline-Charakteristika. Die Daten werden dargestellt als Mittelwert ± Standardabweichung oder Anzahl (%) je nach Fall. P Werte stammen aus einem unabhängigen t-Test für stetige Variablen oder einem χ² Geschlechtstest β‑CTX: C-terminales Telopeptid des Typ-I-Kollagens; PINP: N-terminales Propeptid des Typ-I-Prokollagens; OC: Osteokalzin; 25(OH)D₃25‑Hydroxyvitamin D₃; BMD: Knochendichtemessung; VAS: visuelle Analogskala.

Artikel	Gruppe	Ausgangswert	Woche 12	P-Wert innerhalb der Gruppe	Änderungsscore (Woche 12 – Ausgangswert)	Gruppenunterschied in den Änderungsscores (95 % KI)	P-Wert
Kalte Schmerzen im unteren Rücken	Weishen	3,3 ± 1,4	2,2 ± 1,5	0,008	−1,1 ± 0,9	−0,7 (−1,3 bis −0,1)	0,038
	Kontrolle	3,2 ± 1,5	2,9 ± 1,6	0,089	−0,3 ± 0,8
Schmerzempfindlichkeit/Schwäche	Weishen	3,4 ± 1,6	1,9 ± 1,5	0,002	−1,5 ± 0,9	−0,8 (−1,4 bis −0,2)	0,038
	Kontrolle	3,4 ± 1,5	2,7 ± 1,7	0,074	−0,7 ± 1,0
Bewegungseinschränkung	Weishen	2,6 ± 1,9	2,1 ± 1,4	0,152	−0,5 ± 1,2	−0,2 (−0,9 bis 0,5)	0,574
	Kontrolle	2,3 ± 1,7	2,3 ± 1,6	0,856	0,0 ± 1,1
Kälteangst	Weishen	2,5 ± 1,9	1,7 ± 1,5	0,031	−0,8 ± 1,1	−0,6 (−1,3 bis 0,1)	0,077
	Kontrolle	2,4 ± 1,9	2,4 ± 1,8	0,924	0,0 ± 1,0
Häufiges Wasserlassen	Weishen	2,4 ± 1,7	1,9 ± 1,5	0,063	−0,5 ± 1,1	−0,3 (−1,0 bis 0,4)	0,383
	Kontrolle	2,6 ± 1,6	2,2 ± 1,4	0,121	−0,4 ± 1,0
Gesamtscore	Weishen	14,2 ± 3,4	9,4 ± 3,3	<0,001	−4,8 ± 1,5	−2,9 (−4,1 bis −1,7)	<0,001
	Kontrolle	13,9 ± 3,8	12,3 ± 4,2	0,068	−1,6 ± 1,8

Tabelle 2: Vergleich der Syndrom-Scores der traditionellen chinesischen Medizin. Zwischengruppenvergleich der Veränderungen gegenüber dem Ausgangswert (die Unterschiede zwischen den Gruppen hinsichtlich der Veränderungen gegenüber dem Ausgangswert wurden mittels eines t-Tests für unabhängige Stichproben bewertet). Die Daten sind als Mittelwert ± Standardabweichung angegeben. Ein P < 0,05 weist auf statistisch signifikante Ergebnisse hin.

Indikator	Gruppe mit Weishen-Dekokt (n = 36)	Kontrollgruppe (n = 36)	Statistischer Wert
Stichprobengröße	36	36	--
Deutlich wirksam, n (%)	5 (13,9 %)	4 (11,1 %)	--
Wirksam, n (%)	19 (52,8 %)	11 (30,6 %)	--
Unwirksam, n (%)	12 (33,3 %)	21 (58,3 %)	--
Gesamtwirksamkeitsrate, n (%)	24 (66,7 %)	15 (41,7 %)	Differenz der Raten: 25,0 % (95 % KI: 3,9 %–46,1 %)
χ²-Wert	--	--	4
P-Wert	--	--	0,046

Tabelle 3: Vergleich der gesamten Wirksamkeitsrate [n (%)]. Die Wirksamkeitsanalyse basierte auf der dichotomisierten Gesamtwirksamkeitsrate (wirksam = deutlich wirksam + wirksam; unwirksam = unwirksam). χ² Test mit Stetigkeitskorrektur (χ² = 4,0, df = 1) wurde verwendet, um die gesamte Wirksamkeitsrate zwischen den Gruppen zu vergleichen. Die Raten-Differenz (Weishen-Decoction minus Placebogruppe) und ihr 95 %-Konfidenzintervall (KI) wurden mit der Normal-Approximationsmethode berechnet. P < 0,05 zeigt statistisch signifikante Ergebnisse an.

Gruppe	Stichprobengröße	Grundwert	Woche 12	Änderungsscore (Woche 12 – Grundwert)	P-Wert innerhalb der Gruppe
Weishen-Decoction	36	4,1 ± 1,6	2,8 ± 1,6	−1,3 ± 1,1	0,001
Kontrolle	36	4,0 ± 1,6	3,5 ± 1,5	−0,5 ± 1,0	0,176
Gruppenunterschied in den Änderungsscores (95 % KI)				−0,8 (−1,5 bis −0,1)
P-Wert zwischen den Gruppen				0,024

Tabelle 4: Vergleich der VAS-Schmerzwerte. Gruppenvergleich der Veränderung gegenüber dem Ausgangswert (Gruppenunterschiede in den Veränderungen gegenüber dem Ausgangswert wurden mittels eines t-Tests für unabhängige Stichproben bewertet). Die Daten werden als Mittelwert ± Standardabweichung angegeben. Ein P < 0,05 weist auf statistisch signifikante Ergebnisse hin.

Standort	Gruppe	Ausgangswert	Nach Behandlung	Änderungsscore (Nach – Ausgangswert)	Zwischengruppen-Differenz der Änderungsscores (95 % KI)	Intra-Gruppen-P-Wert	Inter-Gruppen-P-Wert
Lumbalwirbelsäule
T-Score	Weishen	−2,4 ± 1,4	−2,3 ± 1,4	+0,1 ± 0,5	=+0,1 (−0,3 bis +0,5)	0,846	0,784
	Kontrolle	−2,4 ± 1,5	−2,4 ± 1,6	0,0 ± 0,5		0,784
BMD (g/cm²)	Weishen	0,8 ± 0,2	0,8 ± 0,1	0,0 ± 0,1	=0,0 (−0,1 bis +0,1)	0,423	0,657
	Kontrolle	0,8 ± 0,2	0,9 ± 0,1	+0,1 ± 0,1		0,657
Femurhals
T-Score	Weishen	−2,7 ± 1,0	−2,4 ± 1,1	+0,3 ± 0,4	=+0,3 (+0,03 bis +0,57)	0,012	0,032
	Kontrolle	−2,7 ± 1,2	−2,6 ± 1,3	+0,1 ± 0,5		0,847
BMD (g/cm²)	Weishen	0,6 ± 0,2	0,7 ± 0,1	+0,1 ± 0,03	+0,1 (+0,04 bis +0,16)	0,006	0,001
	Kontrolle	0,6 ± 0,2	0,6 ± 0,3	0,0 ± 0,04		0,759

Tabelle 5: Ergebnisse der Knochendichte (BMD). Vergleich der Veränderungen gegenüber dem Ausgangswert zwischen den Gruppen (die gruppenübergreifenden Unterschiede in den Veränderungen gegenüber dem Ausgangswert wurden mittels eines t-Tests für unabhängige Stichproben bewertet). Die Daten werden als Mittelwert ± SD angegeben. Ein P < 0,05 weist auf statistisch signifikante Ergebnisse hin.

Marker	Gruppe	Grundlinie	Woche 12	Änderungsscore (Woche 12 – Ausgangswert)	Unterschied zwischen den Gruppen in den Änderungsscores (95 % KI)	Innerhalb der Gruppe P Wert	Zwischen Gruppen P Wert
Ca (mmol/L)	Weishen	2.3 ± 0.1	2.4 ± 0.1	+0.1 ± 0.1	+0,1 (−0,1 bis +0,3)	0.759	0.812
	Kontrolle	2.3 ± 0.1	2.3 ± 0.1	0.0 ± 0.1		0.947
P (mmol/L)	Weishen	1.1 ± 0.2	1.1 ± 0.3	0.0 ± 0.2	0,0 (−0,1 bis +0,1)	0.543	0.698
	Kontrolle	1.1 ± 0.2	1.1 ± 0.2	0.0 ± 0.2		0.985
25(OH)D₃ (ng/mL)	Weishen	17.8 ± 8.5	20.1 ± 10.3	+2.3 ± 5.6	−0,7 (−5,8 bis +4,4)	0.074	0.764
	Kontrolle	18.9 ± 8.8	20.5 ± 10.6	+1.6 ± 5.9		0.157
β-CTX (ng/mL)	Weishen	620.5 ± 25.3	492.8 ± 96.5	−127.7 ± 50.2	−84,5 (−139,2 bis −29,8)	0.002	0.002
	Kontrolle	658.2 ± 278.1	610.3 ± 281.4	−47.9 ± 68.1		0.015
PINP (ng/mL)	Weishen	48.9 ± 16.5	36.8 ± 18.7	−12.1 ± 9.5	−8,3 (−14,0 bis −2,6)	0.001	0.004
	Kontrolle	49.8 ± 18.9	43.5 ± 19.3	−6.3 ± 10.2		0.217
BALP (ng/L)	Weishen	16.5 ± 4.3	15.1 ± 4.7	−1.4 ± 2.8	−0,6 (−2,5 bis +1,3)	0.127	0.592
	Kontrolle	16.7 ± 3.4	15.5 ± 4.8	−1.2 ± 3.1		0.239
OC (ng/mL)	Weishen	16.9 ± 4.8	13.9 ± 4.9	−3.0 ± 3.5	−2,3 (−4,1 bis −0,5)	0.018	0.013
	Kontrolle	17.1 ± 5.8	15.6 ± 5.2	−1.5 ± 3.8		0.092

Tabelle 6: Vergleich der Knochenstoffwechselmarker. β– CTX: C-terminales Telopeptid des Typ-I-Kollagens; PINP: N-terminales Propeptid des Typ-I-Prokollagens; BALP: knochenspezifische alkalische Phosphatase; OC: Osteokalzin. Innerhalb der Gruppe P Wert: gepaarter t-Test zum Vergleich nach Behandlung versus vor Behandlung. Gruppenvergleich der Veränderung gegenüber dem Ausgangswert (Gruppenunterschiede in den Veränderungen gegenüber dem Ausgangswert wurden mittels eines t-Tests für unabhängige Stichproben bewertet). Die Daten werden als Mittelwert angegeben ± SD P < 0,05 zeigt statistisch signifikante Ergebnisse an.

Indikator	Gruppe	Grundwert	Nach Behandlung	Änderungsscore (Nach – Grundwert)	Gruppenunterschied in den Änderungsscores (95 % KI)	Intra-gruppenspezifischer P-Wert	Intergruppen-P-Wert
AST (U/L)	Weishen	32,1 ± 3,4	32,8 ± 4,9	+0,7 ± 4,2	=+0,1 (−2,4 bis +2,6)	0,412	0,298
	Kontrolle	30,9 ± 4,9	31,5 ± 5,8	+0,6 ± 5,1		0,523
ALT (U/L)	Weishen	36,2 ± 6,5	36,8 ± 5,2	+0,6 ± 5,8	=+1,2 (−1,4 bis +3,8)	0,567	0,672
	Kontrolle	36,9 ± 5,4	36,3 ± 5,3	−0,6 ± 4,9		0,498
Cr (μmol/L)	Weishen	67,8 ± 8,9	68,9 ± 9,8	+1,1 ± 7,5	=−0,2 (−4,1  bis +3,7)	0,389	0,512
	Kontrolle	66,2 ± 9,1	67,5 ± 9,3	+1,3 ± 8,1		0,431
BUN (mmol/L)	Weishen	5,5 ± 0,7	5,8 ± 0,9	+0,3 ± 0,8	=+0,2 (−0,3 bis +0,7)	0,215	0,637
	Kontrolle	5,6 ± 0,3	5,7 ± 1,0	+0,1 ± 0,9		0,584

Tabelle 7: Vergleich der Sicherheitsindikatoren. AST: Aspartat-Aminotransferase; ALT: Alanin-Aminotransferase; Cr: Kreatinin; BUN: Bluturea-Stickstoff. Innerhalb der Gruppe P Wert: gepaarter t-Test zum Vergleich nach Behandlung versus vor Behandlung. Gruppenvergleich der Veränderung gegenüber dem Ausgangswert (Gruppenunterschiede in den Veränderungen gegenüber dem Ausgangswert wurden mittels eines t-Tests für unabhängige Stichproben bewertet). Die Daten werden als Mittelwert angegeben ± SD P < 0,05 zeigt statistisch signifikante Ergebnisse an.

Diskussion

Diese Studie untersuchte anhand einer streng randomisierten, doppelblinden, placebokontrollierten Studie die klinische Wirksamkeit und Sicherheit der traditionellen chinesischen Kräuterformel Weishen Decoction, die allein (ohne konventionelle Pharmakotherapie) zur Behandlung der nieren-yang-mangelbedingten senilen Osteoporose verabreicht wurde. Die Ergebnisse zeigen, dass Weishen Decoction nach zwölfwöchiger Intervention im Vergleich zum Placebo die zentralen klinischen Symptome des Nieren-Yang-Mangels bei den Patienten signifikant verbesserte und die Beschwerden im unteren Rückenbereich linderte. Zusätzlich zeigte die Gruppe unter Weishen Decoction Hinweise auf eine Verbesserung der Knochenmineraldichte im Bereich des Femurhalses sowie günstige Veränderungen der Knochenumsatzmarker (β-CTX, PINP, OC), obwohl diese Befunde aufgrund der kurzen Behandlungsdauer von zwölf Wochen, des explorativen Charakters dieser Endpunkte und der relativ geringen Größe der Unterschiede zwischen den Gruppen als vorläufig und hypothetenerzeugend betrachtet werden sollten. Es traten keine schwerwiegenden unerwünschten Ereignisse auf, wobei die Aussagekraft hinsichtlich der Sicherheit aufgrund der begrenzten Stichprobengröße und des Nachbeobachtungszeitraums eingeschränkt ist.

Die Ergebnisse dieser Studie zeigen, dass die Weishen-Abkochung typische Symptome eines Nieren-Yang-Mangels, wie kalte Schmerzen im Rücken und in der Taille, Schwäche und Schmerzempfindlichkeit sowie Kälteempfindlichkeit, signifikant verbesserte. Die gesamte Wirksamkeitsrate bei TCM-Syndromen betrug 66,7 %, was signifikant höher war als die der Kontrollgruppe. Dies bestätigt den praktischen Wert der TCM-Theorien der "Behandlung auf Grundlage der Syndromdifferenzierung" und "Behandlung unterschiedlicher Erkrankungen mit derselben Methode"²⁰. Die grundlegende Pathogenese der nieren-yang-mangelbedingten Altersosteoporose liegt im Nieren-Yang-Mangel begründet, der zu einem Mangel an Wärmefunktion und Antriebskraft führt. Die Weishen-Abkochung verwendet Rinde von Eucommia und Früchte von Psoralea als Hauptarzneimittel, um das Feuer des Lebenspforten-Yang stark zu stärken und Sehnen sowie Knochen zu kräftigen; Zimtrinde und Bockshornklee wärmen die Niere und unterstützen das Yang; Samen von Dodderergänzung stärken Leber und Niere mild, unterstützt durch Cyathula-Wurzel, Saposhnikovia-Wurzel und andere, um die Kollateralen zu öffnen und Blockaden zu beseitigen. Die gesamte Rezeptur konzentriert sich eng auf den Kern des "Wärmens und Stärkens des Nieren-Yang", wodurch das Nieren-Yang wieder aufgefüllt und Sehnen und Knochen genährt werden, wodurch die Anzeichen eines Kälte-Mangelszustands natürlich beseitigt werden. Dies führte zu einer signifikanten Wirksamkeit auf der Ebene der klinischen Symptome und spiegelt den besonderen Vorteil der TCM bei der Verbesserung der Lebensqualität der Patienten wider.

Frühere pharmakologische Studien berichteten, dass die Wirkstoffe der Rinde von Eucommia und der Früchte von Psoralea die Proliferation von Osteoblasten fördern und die Aktivität von Osteoklasten durch Regulation des RANKL/OPG-Systems und anderer Signalwege hemmen können^21,22,23. Neuere Untersuchungen betonen zudem die Beteiligung des Wnt-Signalwegs und von BMP-2-vermittelten Signalwegen bei Osteoporose, die möglicherweise mit den Wirkmechanismen der Weishen-Decoktion überschneiden und zukünftige Forschungsarbeiten rechtfertigen^24,25. Die vorliegende klinische Studie maß jedoch keine wegesspezifischen Biomarker (z. B. RANKL, OPG, TGF-β, MAPK, Wnt, BMP-2), weshalb aus unseren Daten keine direkten mechanistischen Schlussfolgerungen gezogen werden können. Der beobachtete "Doppelabfall" sowohl der Bildungs- als auch der Resorptionsmarker legt als Hypothese, die in zukünftigen Studien überprüft werden muss, nahe, dass die Weishen-Decoktion einen pathologischen Zustand mit hohem Umsatz in ein ausgewogeneres Profil verschieben könnte; diese Interpretation bleibt jedoch spekulativ und bedarf der Bestätigung in gezielten mechanistischen Untersuchungen. Hervorzuheben ist ebenfalls, dass die Verbesserung der BMD der Lendenwirbelsäule nicht signifikant war. Eine mögliche, allerdings spekulative Erklärung könnte darin liegen, dass bei älteren Patienten häufig degenerative Veränderungen der Lendenwirbelsäule (z. B. Osteophyten, Facettengelenk-Hypertrophie) sowie eine Kalzifizierung der Bauchaorta die Genauigkeit der DXA-Messung beeinträchtigen, insbesondere im Bereich der Lendenwirbelsäule. Da wir jedoch keine bildgebenden Basisdaten (wie seitliche Wirbelsäulen-Röntgenaufnahmen oder CT-Scans) erhoben haben, um das Ausmaß degenerativer Veränderungen zu quantifizieren, bleibt diese Interpretation hypothetisch. Alternativ könnte das Fehlen einer signifikanten Veränderung der BMD der Lendenwirbelsäule auf die kurze Behandlungsdauer von 12 Wochen zurückzuführen sein, da sich die BMD der Lendenwirbelsäule bei älteren Patienten möglicherweise langsamer auf die Therapie einstellt, oder auf tatsächliche ortspezifische Unterschiede in der pharmakologischen Wirkung der Weishen-Decoktion. Zukünftige Forschungsarbeiten könnten Methoden wie die quantitative CT (QCT) oder die Beurteilung von Wirbelkörperfrakturen (VFA) einbeziehen, die den Einfluss von Osteophyten ausschließen können, um zu ermitteln, ob die Weishen-Decoktion unterschiedliche Effekte auf die BMD der Lendenwirbelsäule im Vergleich zur BMD des Femurhalses hat.

Innerhalb der Grenzen dieser singlezentrischen, 12-wöchigen Studie mit 72 Patienten deuten die Ergebnisse darauf hin, dass die Monotherapie mit Weishen-Decoction eine mögliche Alternative für eine spezifische Untergruppe von Patienten mit nieren-yang-defizienter seniler Osteoporose darstellen könnte: jene, die herkömmliche Anti-Osteoporose-Medikamente (z. B. Bisphosphonate, Denosumab) nicht vertragen oder nicht anwenden möchten, beziehungsweise bei denen Kontraindikationen für diese Wirkstoffe vorliegen. Angesichts der kurzen Behandlungsdauer und des explorativen Charakters der Endpunkte Knochendichte (BMD) und Knochenmarker sollte dies jedoch nicht als generelle Empfehlung für Weishen-Decoction als routinemäßige Monotherapie verstanden werden. Die Ergebnisse sind hypothesengenerierend, und jede klinische Anwendung würde einer gemeinsamen Entscheidungsfindung bedürfen, unter Berücksichtigung der vorläufigen Evidenz, der Präferenzen der Patienten und des Fehlens langfristiger Frakturdaten. Bevor endgültige Aussagen zur klinischen Wirksamkeit getroffen werden können, sind größere, langfristig angelegte, multizentrische Studien erforderlich. Entscheidend für die erfolgreiche Durchführung des Protokolls waren die vor der Randomisierung erfolgte Standardisierung der TCM-Syndromdifferenzierung (durch zwei unabhängige Ärzte, in einer Pilotstudie mit einem ICC ≥0,85 getestet), die zentralisierte, apothekenbasierte Verblindung der Zuordnung mittels fortlaufend nummerierter und undurchsichtiger Umschläge sowie die Adhärenzkontrolle, die Zählungen von Beutelpackungen mit Patiententagebüchern kombinierte (mit einer Adhärenz von >95 %). Bei Problemen im Rekrutierungsprozess, die durch die Erwartungen der Patienten bezüglich einer Grundversorgung mit Kalzium/Vitamin D entstehen, empfehlen wir ein standardisiertes Telefonskript, das die kurze Dauer von 12 Wochen und die Verfügbarkeit einer Rettungstherapie betont; droht die Verblindung durch den pflanzlichen Geschmack beeinträchtigt zu werden, kann ein Placebo mit Dextrin, Karamell und Lebensmittelfarbstoff angepasst werden, wobei eine Kapselung oder eine Geschmacksmaskierung in Betracht gezogen werden sollte; bei älteren Patienten, die allein leben, verbessern Blisterverpackungen und telefonische Erinnerungen vor den Besuchen die Einhaltung. Im Vergleich zu bestehenden Ansätzen liefert unser Design ohne Hintergrundtherapie einen unvoreingenommenen Nachweis des Prinzips für die intrinsische Wirkung der Weishen-Decoction, im Gegensatz zu den meisten add-on-Studien zur TCM bei Osteoporose; es ist jedoch eher erklärend statt pragmatisch, und die Befunde zur Knochendichte nach 12 Wochen sind ausschließlich hypothesengenerierend – Forscher, die auf Frakturen oder die Knochendichte als Endpunkte abzielen, sollten die Behandlungsdauer auf ≥6 Monate verlängern oder die Knochendichte durch Knochenstoffwechselmarker als primären Endpunkt ersetzen.

Die vorliegende Studie weist mehrere Limitationen auf. Erstens war die Stichprobengröße vergleichsweise gering (72 Patienten) und die Interventionsdauer betrug lediglich 12 Wochen. Bei einer chronischen Erkrankung wie der Osteoporose ist die kurze Behandlungsdauer besonders problematisch für die Interpretation von Veränderungen der Knochendichte, die in der Regel eine längere Nachbeobachtungszeit erfordern, um klinisch relevante Fortschreitungen oder Therapieantworten nachweisen zu können. Daher sollten die beobachteten BMD-Veränderungen als explorativ und hypothesengenerierend betrachtet werden, nicht jedoch als definitive Wirksamkeitsnachweise. Zweitens verwendete die Studie lediglich ein Placebo als Vergleichsintervention, ohne eine grundlegende Therapie (z. B. Kalzium und Vitamin D) einzubeziehen. Obwohl dies eine unverzerrte Bewertung der alleinigen Wirkung der Weishen-Abkochung ermöglicht, spiegelt dies nicht die klinische Realität wider, in der solche Basispräparate routinemäßig empfohlen werden. Folglich sind die Ergebnisse möglicherweise nicht direkt auf Situationen übertragbar, in denen Patienten eine standardmäßige Hintergrundtherapie erhalten. Drittens war die Studie weder dimensioniert noch konzipiert, um Subgruppenanalysen durchzuführen. Jegliche explorativen Vergleiche basierend auf Altersgruppen, Geschlecht oder Ausgangsmerkmalen sollten ausschließlich als hypothesengenerierend interpretiert werden; aus solchen post-hoc-Analysen können keine formellen statistischen Schlussfolgerungen abgeleitet werden. Viertens betrug das durchschnittliche Alter der Studienpopulation etwa 67 Jahre; die Übertragbarkeit auf sehr betagte Patienten (> 80 Jahre) oder gebrechliche ältere Patienten mit mehreren Komorbiditäten bedarf weiterer Untersuchungen. Schließlich schränkt das Einzelzentren-Design die Generalisierbarkeit ein, und das Fehlen langfristiger Frakturdaten bedeutet, dass die klinische Relevanz der beobachteten Veränderungen der BMD und der Knochenmarker ungewiss bleibt. Zukünftige multizentrische, größere und langfristige Studien mit Frakturendpunkten und standardisierter Hintergrundtherapie sind erforderlich, um die Wirksamkeit zu bestätigen und die Rolle der Weishen-Abkochung in der klinischen Praxis zu definieren. Zukünftige Studien sollten außerdem Tierversuche und zelluläre Assays umfassen, um die molekularen Mechanismen der beobachteten Wirkungen der Weishen-Abkochung auf den Knochenstoffwechsel aufzuklären, einschließlich der möglichen Beteiligung der RANKL/OPG- und TGF‑β/Smad2-Signalwege.

Zusammenfassend zeigte die Monotherapie mit Weishen-Decoction innerhalb der Grenzen dieser placebokontrollierten, einzentrischen Studie über 12 Wochen mit 72 älteren Patienten mit nieren-yang-defizienter seniler Osteoporose vorläufige Hinweise auf eine Verbesserung der TCM-Symptome, eine Verringerung von Rückenschmerzen sowie Wirkungen auf die BMD des Femurhalses und auf Marker des Knochenstoffwechsels, verbunden mit einem günstigen Sicherheitsprofil. Diese Ergebnisse sind hypothetisch und nicht als endgültig anzusehen. Sie liefern einen ersten Hinweis für weitere Untersuchungen der Weishen-Decoction als potenzielle Behandlungsoption für diese spezifische Patientengruppe, belegen jedoch noch nicht ihren Stellenwert innerhalb eines umfassenden Therapiekonzepts. Bevor klinische Empfehlungen abgeleitet werden können, sind größere, langfristig angelegte, multizentrische randomisierte Studien mit Frakturendpunkten sowie einer standardmäßigen Basiszufuhr oder Therapie erforderlich.

Materialien

Liste der in diesem Artikel verwendeten Materialien

Name	Unternehmen	Katalognummer	Kommentare
			Studieninterventionen
Weishen Decoction-Granulat	Beijing Kangrentang Pharmaceutical Co., Ltd., Beijing, China	Charge 20240217	Weishen Decoction-Granulat
Placebo-Granulat	Beijing Kangrentang Pharmaceutical Co., Ltd., Beijing, China	Charge 20240211	Placebo-Simulans-Granulat
			Knochen- und Stoffwechselmessungen
Discovery Wi	Hologic, Inc., Marlborough, MA, USA	N/V	Dual-Energy-Röntgenabsorptiometrie-(DXA)-Gerät
Cobas e 601-Modul	Roche Diagnostics, Mannheim, Deutschland	N/V	automatisierter elektrochemilumineszenzbasierter Immunoanalysator
Cobas c 701-Modul	Roche Diagnostics, Mannheim, Deutschland	N/V	automatisierter biochemischer Analysator
			Sicherheits- und routinemäßige Labortests
XN-9000	Sysmex Corporation, Kobe, Japan	N/V	automatisierter Hämatologieanalysator
Clinitek Atlas	Siemens Healthineers, Erlangen, Deutschland	N/V	automatisiertes Urinanalyse-System
AU5800	Beckman Coulter, Brea, CA, USA	N/V	automatisierter Chemieanalysator
CardioFax V6.0	Nihon Kohden, Tokio, Japan	N/V	Elektrokardiograph
			Qualitätskontrolle
(nicht angegeben)	(nicht angegeben)	N/V	Hochleistungsflüssigkeitschromatographie-(HPLC)-System
			Software für Studienmanagement und -analyse
PASS 15.0	NCSS, LLC, Kaysville, UT, USA	N/V	Software zur Stichprobengrößenberechnung
SPSS 22.0	IBM Corp., Armonk, NY, USA	N/V	Randomisierungssoftware
EpiData 3.1	The EpiData Association, Odense, Dänemark	N/V	Software für elektronische Datenbanken
SPSS 22.0	IBM Corp., Armonk, NY, USA	N/V	Statistiksoftware
			Materialien und Verbrauchsmittel
(nicht angegeben)	(nicht angegeben)	N/V	Beutel (Verpackung)
(nicht zutreffend)	(nicht zutreffend)	N/V	Patiententagebuch