3. Epidemiologie und Risikofaktoren, Prävention des Endometriumkarzinoms – Endometriumkarzinom
3.1 Epidemiologie und Risikofaktoren
3.1.1 Alter
Mit höherem Alter steigt das Risiko für das Auftreten eines Endometriumkarzinoms.
Evidenztabellen (1)
3.1.1 EvT 3.1Hintergrund
Das Endometriumkarzinom (EC) (ICD-10 C54.1 [1]) nimmt unter den Malignomerkrankungen der Frau mit einer jährlichen Inzidenz von 142.000 Neuerkrankungen weltweit die 7. Stelle ein. Es finden sich regionale Unterschiede in der Häufigkeit des Auftretens, wobei Nordamerika und die westeuropäischen Länder mit einer altersstandardisierten jährlichen Inzidenz zwischen 9,9 und 15,0 pro 100.000 Frauen an der Spitze stehen. Das kumulative Risiko, bis zum 75. Lebensjahr an einem EC zu erkranken, wird in den USA als dem Land mit der höchsten Erkrankungsrate mit 1,7 % angegeben.
Jährlich sterben 42.000 Frauen weltweit an einem EC. Diese Fälle sind für 1,9 % aller krebsbedingten Todesfälle von Frauen verantwortlich. Die mittlere 5-Jahres-Überlebensrate wird in den Ländern mit der höchsten Inzidenz mit 72 % in Europa und 84 % in den USA angegeben.
In Deutschland werden jährlich etwa 11.000 Neuerkrankungen diagnostiziert. Das EC ist mit einem Anteil von 4,8 % das fünfthäufigste Malignom der Frau und das häufigste Beckenmalignom. Die Erkrankungshäufigkeit des EC nimmt mit steigendem Alter bis zum 70. Lebensjahr kontinuierlich zu. EC werden am häufigsten zwischen dem 70. und dem 84. Lebensjahr diagnostiziert. Danach kommt es zu einem Abfall der Inzidenz. Das Lebenszeitrisiko an einem EC zu erkranken, liegt in Deutschland bei 1,9 %. Das mittlere Alter bei Diagnose eines EC liegt bei 68 Jahren [4].
Tabelle 7: Übersicht über die wichtigsten epidemiologischen Maßzahlen für Deutschland, ICD-10 C54–C55
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Frauen (2011) |
Frauen (2012) |
Frauen (Prognose für 2022) |
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Neuerkrankungen |
10.990 |
11.090 |
10.600 |
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rohe Erkrankungsrate * |
26,5 |
26,6 |
25,7 |
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standardisierte Erkrankungenrate *,** |
16,2 |
16,5 |
15,1 |
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mittleres Erkrankungsalter |
69 |
68 |
- |
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Sterbefälle |
2.602 |
2.600 |
2.659 |
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rohe Sterberate * |
6,3 |
6,2 |
6,3 |
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standardisierte Sterberate *,** |
3,0 |
3,0 |
3,0 |
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Prävalenz |
45.700 nach 5 Jahren |
83.300 nach 10 Jahren |
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nach 5 Jahren |
nach 10 Jahren |
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absolute Überlebensrate (2015-2016)**** |
70 (66-73) |
57 (52-61) |
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relative Überlebensrate (2015-2016)**** |
78 (75-82) |
74 (69-79) |
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* je 100.000 Personen ** altersstandardisiert nach alter Europabevölkerung *** Median **** in Prozent (niedrigster und höchster Wert der einbezogenen Bundesländer) Quelle: Robert Koch-Institut (Hrsg.) und die Gesellschaft der epidemiologischen Krebsregister in Deutschland e. V. (Hrsg.), Krebs in Deutschland 2017/2018. 13. Auflage, Berlin, 2021. |
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3.1.2 Hormonersatztherapie (HRT) ohne Gestagenschutz
Eine alleinige Hormonersatztherapie mit Östrogenen ohne Gestagenschutz ist bei nicht hysterektomierten Frauen ein Risikofaktor für das Auftreten eines Endometriumkarzinoms. Der Effekt ist von der Dauer der Anwendung abhängig.
Evidenztabellen (1)
3.1.1 EvT 3.2Hintergrund
In der Entstehung des hormonabhängigen Typ-I-EC gilt die Langzeiteinnahme von Östrogenen ohne Gestagenschutz als wichtiger Risikofaktor. In der prospektiven Million-Women-Kohortenstudie betrug das relative Risiko (RR) gegenüber keiner Hormonersatztherapie 1,45 (95 % Konfidenzintervall [CI] 1,02–2,06) [7]. In einer prospektiven Kohortenstudie mit > 30.000 Anwenderinnen lag das RR für die Östrogenmonotherapie höher und betrug 2,7 (95 % CI 2,2–3,4) [8]. Auch Nelson et al. [9] geben in einer Metaanalyse von 29 Beobachtungsstudien ein ähnlich hohes RR von 2,3 (95 % CI 2,1–2,5) für die Östrogenmonotherapie an. Dies stimmt ebenfalls mit älteren Daten von Grady et al. [10] überein. In dieser Metaanalyse führte eine Langzeittherapie mit Östrogenen ≥10 Jahre sogar zu einem 9,5-fach erhöhten EC-Risiko [10] (Metaanalyse von 30 Fallkontroll- und Kohortenstudien; RR = 9,5 [95 % CI 7,4–12,3] für Anwenderinnen ≥10 Jahre).
Schließlich fand auch die prospektive Kohortenstudie von Allen et al. [11] mit > 115.000 Frauen eine Verdoppelung des EC-Risikos für Anwenderinnen einer Östrogenmonotherapie mit intakter Uterusschleimhaut (HR = 2,52 [95 % CI 1,8–3,6]) [11].
Insgesamt erscheint daher das Risiko eines EC unter einer Östrogentherapie ohne Gestagenschutz deutlich erhöht zu sein und eine solche Therapie soll daher bei nicht hysterektomierten Frauen nicht durchgeführt werden.
In einer aktuellen Übersichtsarbeit über 31 Studien und 21.306 Frauen fand sich in 9 von 12 Studien zur Östrogenmonotherapie bei Frauen mit Uterus ein signifikant erhöhtes EC-Risiko mit ORs/HRs zwischen 1.46 und 4.46 [5]. Das EC-Risiko war für adipöse Frauen am stärksten ausgeprägt.
Zur weiteren Einschätzung wird auch auf die aktuelle S3-Leitlinie ,Peri- und Postmenopause – Diagnostik und Interventionen‘ (Stand: Januar 2020) (https://www.awmf.org/uploads/tx_szleitlinien/015-062l_S3_HT_Peri-Postmenopause-Diagnostik-Interventionen_2020-01_1.pdf) verwiesen.
3.1.3 Kombinierte Östrogen-Gestagen-Therapie
3.1.3.1 Kontinuierlich-kombinierte Östrogen-Gestagen-Therapie
Eine kontinuierlich-kombinierte Hormonersatztherapie mit Östrogenen und synthetischen Gestagenen hat keinen oder einen protektiven Einfluss auf das Endometriumkarzinomrisiko.
- Evidenzlevel
- 2
- Konsens
- Starker Konsens
- Literatur
- [12]
Unter der Verwendung von Progesteron oder Dydrogesteron im Rahmen einer - kombinierten Hormonersatztherapie ist bei der Anwendung von mehr als 5 Jahren eine Erhöhung des Risikos der Entstehung eines Endometriumkarzinoms im Vergleich zu keiner Estrogen-Anwendung beobachtet worden.
- Evidenzlevel
- 4
- Konsens
- Starker Konsens
- Literatur
- [13]
Änderungshinweis
Bei einer kontinuierlich-kombinierten Hormontherapie mit konjugierten equinen Östrogenen und Medroxyprogesteronacetat als Gestagen mit durchschnittlich 5,6 Jahren Anwendungsdauer wurde eine Reduktion des Endometriumkarzinomrisikos beobachtet.Bei Anwendung einer sequenziell-kombinierten Hormonersatztherapie mit einer Anwendungsdauer <5 Jahren und unter Verwendung eines synthetischen Gestagens über mindestens 10 Tage pro Monat ist keine Erhöhung des Endometriumkarzinomrisikos beobachtet worden.
Änderungshinweis
Die sequenziell-kombinierte Hormontherapie mit einer Anwendungsdauer < 5 Jahren und unter Verwendung eines synthetischen Gestagens über mindestens 12–14 Tage pro Monat kann hinsichtlich des Endometriumkarzinomrisikos als sicher angesehen werden.Hintergrund
Bei Frauen mit Uterus und intakter Uterusschleimhaut können der proliferative Effekt von Östradiol und das daraus resultierende erhöhte EC-Risiko durch die Kombination mit einem Gestagen antagonisiert werden. Ob dadurch eine vollständige Kompensation des erhöhten EC-Risikos erreicht werden kann, ist von der Dauer der Gestagentherapie (bezogen auf die Anzahl der Tage pro Monat mit Gestagenanwendung), der Art des Gestagens, der Dosis des Östrogens und der Gesamtanwendungsdauer der Hormonersatztherapie abhängig.
In der prospektiv-randomisierten Women’s Health Initiative (WHI)-Studie wurde unter einer kontinuierlich-kombinierten Hormonersatztherapie mit konjugierten equinen Östrogenen (0,625 mg CEE) und Medroxyprogesteronacetat (2,5 mg MPA) als Gestagen in der Postinterventionsphase der Studie mit 13 Jahren Nachbeobachtungszeit ein signifikant reduziertes EC-Risiko (HR 0,59 [95% CI 0,40–0,88]) beobachtet [12]. Allerdings war das EC-Risiko in der WHI-Studie kein primärer Studienendpunkt.
Hingegen sind die Daten aus Beobachtungsstudien bzgl. des EC-Risikos unter kontinuierlich-kombinierter Hormonersatztherapie uneinheitlich. In der prospektiven Million-Women-Kohortenstudie [7] z. B. war die Einnahme einer kontinuierlich-kombinierten Hormonersatztherapie mit einem signifikant reduzierten EC-Risiko assoziiert (RR = 0,71 [95 % CI 0,6–0,9]), ebenso in einer Fallkontrollstudie mit > 1.800 Langzeitanwenderinnen [20] (OR = 0,37 [95 % CI 0,2–0,6]) und der europäischen prospektiven Kohortenstudie EPIC [11] (HR = 0,24 [95 % CI 0,08–0,8]). Andere Untersuchungen fanden hingegen weder eine Risikoerhöhung noch eine Risikominderung, so z. B. eine Metaanalyse von 7 Beobachtungsstudien von Nelson et al.[9]. Untersuchungen zur Langzeitanwendung einer kontinuierlich-kombinierten Hormonersatztherapie mit > 10 Jahren Anwendungsdauer dokumentierten eine signifikante Risikoerhöhung für die Entstehung eines EC (OR = 2,1 [95 % CI 1,3–3,3]) [17].
In weiteren Beobachtungsstudien konnte eine Risikoerhöhung bei Anwendungsdauern von ≥5 Jahren, ≥6 Jahren und >10 Jahren nicht bestätigt werden [5].
In einer aktuellen Übersichtsarbeit über 31 Studien und 21.306 Frauen fand sich in 10 von 19 Studien zur kontinuierlich-kombinierten Hormonersatztherapie mit synthetischen Gestagenen ein signifikant reduziertes EC-Risiko mit ORs/HRs zwischen 0.24 und 0.71 [5].
Es ist möglich, dass neben der Anwendungsdauer auch die Art des Gestagens das EC-Risiko beeinflusst. So kann z. B. die Verwendung von mikronisiertem Progesteron oder Dydrogesteron im Rahmen einer kontinuierlich-kombinierten HRT zu einer unzureichenden Endometriumprotektion führen. Darauf deuten die Ergebnisse der prospektiven E3N-Kohortenstudie an > 65.000 Französinnen hin, die für eine kontinuierlich-kombinierte Hormonersatztherapie mit natürlichen Gestagenen wie z. B. mikronisiertem Progesteron und Dydrogesteron, einem synthetischen Gestagen, das in seiner Struktur dem Progesteron sehr ähnlich ist und daher auch als Retroprogesteron bezeichnet wird, ein erhöhtes EC-Risiko bei > 5-jähriger Anwendungsdauer zeigten (für Progesteron HR = 2,7 [95 % CI 1,9–3,8], für Dydrogesteron HR = 1,7 [95 % CI: 1,06- 2,70]) [16].
Einschränkend muss gesagt werden, dass in dieser Studie die Anzahl der Gestagenanwendungstage nicht exakt erfasst wurde. Die mittlere Anzahl an Anwendungstagen pro Monat lag für mikronisiertes Progesteron konkret bei 22,5 und für Dydrogesteron bei 23,5. Die Angabe der mittleren Anwendungsdauer der Gestagene deutet darauf hin, dass in diesem Kollektiv nicht durchgehend eine kontinuierlich-kombinierte Therapie angewandt wurde. Außerdem war eine Therapiedauer <5 Jahren nicht mit einem erhöhten EC-Risiko assoziiert.
Die mittlere Anzahl an Anwendungstagen pro Monat lag für mikronisiertes Progesteron bei 22,5 und für Dydrogesteron bei 23,5. Die Autoren schließen daraus, dass die Kombination von Östradiol mit natürlichen Gestagenen wie Progesteron und Dydrogesteron auch bei kontinuierlicher Anwendung zur Endometriumprotektion nicht ausreichend wirksam ist. Einschränkend muss gesagt werden, dass in dieser Studie die Anzahl der Gestagenanwendungstage nicht erfasst wurde. Ausserdem war eine Therapiedauer <5 Jahren nicht mit einem erhöhten EC-Risiko assoziiert.
In der prospektiv-randomisierten, fünfarmigen PEPI-Studie wurde der Einfluss von 1) CEE 0,625 mg/Tag, 2) CEE 0,625 mg/Tag + MPA 10 mg/Tag für 12 Tage/Monat, 3) CEE 0,625 mg/Tag + MPA 2,5 mg/Tag und 4) CEE 0,625 mg/Tag + oralem mikronisiertem Progesteron 200 mg/Tag für 12 Tage/Monat gegenüber Placebo an 596 postmenopausalen Frauen über einen Zeitraum von 3 Jahren untersucht [19]. In dieser Studie waren die Raten an Endometriumhyperplasien mit oder ohne Atypien in allen 3 Kombinationsarmen gegenüber Placebo nicht erhöht. Aufgrund der geringen statistischen Power mit nur etwa 120 Frauen pro Studienarm kann allerdings aus den Ergebnissen dieser Studie nicht mit Sicherheit geschlossen werden, dass eine Dosis von oralem mikronisiertem Progesteron von 200 mg/Tag über mindestens 12 Tage pro Monat im Rahmen einer kombinierten Hormonersatztherapie zur Endometriumprotektion ausreichend ist. Daten aus randomisierten Studien zur endometrialen Protektion von vaginal verabreichtem mikronisiertem Progesteron oder geringeren Dosen als 200 mg/Tag bei oral verabreichtem mikronisiertem Progesteron liegen nicht vor.
Der BMI stellt einen weiteren wichtigen Einflussfaktor dar. In einer Metaanalyse von 9 Beobachtungsstudien reduzierte eine kombinierte Hormonersatztherapie das bei adipösen Frauen erhöhte EC-Risiko in allen untersuchten BMI-Kategorien (siehe Tabelle 8) [18].
Tabelle 8: EC-Risiko in Abhängigkeit von BMI und kombinierter HRT-Anwendung
| BMI | RR | EC-Risiko bei Nichtanwenderinnen | EC-Risiko bei Anwenderinnen |
| 27 | 1,22 (1,19-1,24) | 1,31 (95% Cl 1,2-2,4) | 1,08 (95% Cl 1,0-1,1) |
| 32 | 2,09 (1,94-2,26) | 2,74 (95% Cl 2,0-3,4) | 1,34 (95% Cl 1,1-1,6) |
| 37 | 4,36 (3,75-5,10) | 7,54 95% Cl 4,1-13,9) | 1,78 (95% Cl 1,2-2,7) |
| 42 | 9,11 (7,26-11,51) | 20,70 (95% Cl 8,3-51,8) | 2,38 (95% Cl 1,3-4,5) |
| Quelle: [18] | |||
Hintergrund
Auch die sequenzielle Einnahme eines Gestagens wird im Rahmen der kombinierten Hormonersatztherapie zur Reduktion der Endometriumstimulation eingesetzt. Grundsätzlich gilt, dass die Anzahl der Tage mit Gestagenanwendung pro Monat mit der Höhe des EC-Risikos im Sinne einer inversen Verknüpfung korreliert. Für die sequenziell-kombinierte Hormonersatztherapie sind die Daten hinsichtlich des EC-Risikos ebenfalls uneinheitlich. So beschreiben die bereits erwähnte Million-Women-Kohortenstudie [7] und die Metaanalyse von Nelson et al. [9] einen neutralen Effekt der sequenziell-kombinierten Hormonersatztherapie, also keine Erhöhung des EC-Risikos. Bei der Untersuchung von Nelson et al. [9] handelt es sich allerdings um eine systematische Literaturübersicht und Metaanalyse von 7 Beobachtungsstudien, in der nicht zwischen sequenzieller und kontinuierlicher Hormonersatztherapie unterschieden wurde.
Lacey et al. [8] (RR = 3,0 [95 % CI 2,0–4,6] für < 15 Gestagenanwendungstage/Monat) und Allen et al. [11] (HR = 1,52 [95 % CI 1,0–2,3] (Gestagenanwendungstage/Monat nicht angegeben) hingegen beschreiben eine signifikante Risikoerhöhung, ebenso Razavi et al. [17] für eine kürzere Anwendungsdauer mit < 10 Gestagentagen pro Monat (OR = 4,4 [95 % CI 1,7–11,2]).
In einer aktuellen Übersichtsarbeit über 31 Studien und 21.306 Frauen fand sich in 6 von 12 Studien zur sequenziell-kombinierten Hormonersatztherapie mit synthetischen Gestagenen ein signifikant erhöhtes EC-Risiko mit ORs/HRs zwischen 1,38 und 4,35 [5]. In den restlichen 6 Studien fand sich kein erhöhtes EC-Risiko. Die Anzahl der Gestagenanwendungstage pro Monat war ein signifikanter Modulator des EC-Risikos. Ein reduziertes EC-Risiko wurde lediglich in einer Subgruppenanalyse einer Studie (<5 Jahre Anwendungsdauer) beobachtet.
Auch in einer dänischen Register-Studie an >900,000 Frauen fanden Morch et al. für eine sequenziell-kombinierte Östrogen-Gestagen-Therapie ein erhöhtes EC-Risiko (RR 2.06; 95 % KI 1.88-2.27) [13], ebenso Sjögren et al. in einer systematischen Übersichtarbeit über 28 Studien [15].
Ein Grund für die Heterogenität der Studienergebnisse liegt wahrscheinlich in der unterschiedlichen Anzahl der Tage, an denen das Gestagen eingenommen wurde und in der unterschiedlichen Art der angewandten Gestagene. In der bereits erwähnten europäischen prospektiven Kohortenstudie EPIC z. B. ergab eine Analyse des EC-Risikos in Abhängigkeit von der Art des Gestagens im Rahmen einer sequenziellen Hormonersatztherapie ein signifikant erhöhtes Risiko für mikronisiertes Progesteron (HR = 2,42 [95 % CI 1,5–3,8]), nicht jedoch für Progesteronderivate (HR = 1,23 [95 % CI 0,8–1,8]) und Testosteronderivate (HR = 1,09 [95 % CI 0,7–1,6]) [11]. Einschränkend muss gesagt werden, dass in dieser Studie die Anzahl der Gestagenanwendungstage und die Progesterondosis nicht erfasst wurden. Zur weiteren Einschätzung wird auch auf die aktuelle S3-Leitlinie ,Peri- und Postmenopause – Diagnostik und Interventionen‘ (Stand: Januar 2020) (https://www.awmf.org/uploads/tx_szleitlinien/015-062l_S3_HT_Peri-Postmenopause-Diagnostik-Interventionen_2020-01_1.pdf) verwiesen.
Die Leitlinienautoren vertreten auf Grundlage der publizierten Studien die Meinung, dass eine sequenziell-kombinierte Hormonersatztherapie mit einer Anwendungsdauer <5 Jahren und unter Verwendung eines synthetischen Gestagens hinsichtlich des EC-Risikos als sicher anzusehen ist.
3.1.4 Tamoxifen
Eine Therapie mit Tamoxifen ist ein Risikofaktor für das Auftreten eines Endometriumkarzinoms. Der Effekt ist von der Dauer der Anwendung abhängig.
Evidenztabellen (1)
3.1.5 EvT 3.10Hintergrund
Die Einnahme von Tamoxifen gilt als gesicherter Risikofaktor für das Auftreten eines EC. In einer Metaanalyse von 23 randomisierten Studien errechneten Braithwaite et al. [24] eine Erhöhung des relativen Risikos für die Entstehung eines EC um das 2,7- fache (RR = 2,7 [95 % CI 1,9–3,7]). Auch in einer Metaanalyse von drei Tamoxifen-Präventionsstudien kamen Nelson et al. [25] zu einem ähnlichen Ergebnis und bezifferten die relative Risikoerhöhung gegenüber Placebo mit 2,13 (95 % CI 1,4–3,3).
Eine Analyse der Cochrane Collaboration zu den Wirkungen und Nebenwirkungen von Tamoxifen bei Frauen mit hormonrezeptorpositivem Brustkrebs gibt eine Verdoppelung des EC-Risikos im Falle einer 1- bis 2-jährigen Tamoxifentherapie und eine Vervierfachung im Falle einer mindestens 5-jährigen Tamoxifentherapie an [23]. Al-Mubarak et al. untersuchten den Einfluss einer Tamoxifentherapie > 5 Jahre gegenüber einer fünfjährigen Therapie und errechneten eine weitere Verdoppelung des EC-Risikos im Falle einer Verlängerung der Tamoxifentherapie auf 10 Jahre (RR = 2,06 [95 % CI 1,6–2,6]). Die number needed to harm, also jene Anzahl von Frauen, die behandelt werden können, bevor einer Frau durch die Therapie ein Schaden im Sinne eines zusätzlichen EC zugefügt wird, betrug in dieser Analyse 89.
In einer aktuellen Übersichtsarbeit wird darauf hingewiesen, dass ein 2- bis 7-fach erhöhtes EC-Risiko unter Tamoxifenanwendung von >2 Jahren besteht, insbesondere bei Frauen mit vorbestehenden Endometriumpathologien [22].
Tamoxifen-induzierte EC weisen einen höheren Anteil an Typ-II-Karzinomen auf (8/34 [24 %] versus 28/495 [6 %]) [26]. Hinsichtlich der Abwägung des therapeutischen Nutzens von Tamoxifen in der adjuvanten Therapie des Östrogenrezeptor-positiven Mammakarzinoms und dem erhöhten Risiko für die Entstehung eines EC wird auf die interdisziplinäre S3-Leitlinie ,Früherkennung, Diagnostik, Therapie und Nachsorge des Mammakarzinoms‘ (Stand: Februar 2020; AWMF-Registernummer 032–045OL; https://www.awmf.org/uploads/tx_szleitlinien/032-045OLk_S3_Mammakarzinom_2020-02.pdf) verwiesen.
3.1.5 Orale Kontrazeptiva
Orale Kontrazeptiva reduzieren das Risiko der Entstehung eines Endometriumkarzinoms. Die Stärke des Effektes ist von der Einnahmedauer abhängig.
Evidenztabellen (1)
3.1.6 EvT 3.11Hintergrund
Die Einnahme von oralen Kontrazeptiva ist in der Literatur einheitlich mit einem reduzierten Risiko für die Entstehung eines EC assoziiert. Zahlreiche prospektive und retrospektive Beobachtungsstudien beschreiben übereinstimmend einen risikoreduzierenden Effekt. Schlesselman et al. [30] analysierten 10 Fallkontrollstudien und errechneten einen von der Anwendungsdauer abhängigen risikoreduzierenden Effekt (RR = 0,44 [95 % CI in dieser Arbeit nicht angegeben]; RR = 0,33 und RR = 0,28 für 4, 8 und 12 Einnahmejahre). Zahlreiche neuere Studien kamen zu einem ähnlichen Ergebnis, so z. B. Gorenoi et al. 2007 [29] (RR = 0,7 [95 % CI in dieser Arbeit nicht angegeben]) und Gierisch et al. 2013 [31] (OR = 0,57 [95 % CI 0,4–0,8]). Aus Daten der prospektiven EPIC-Studie an > 300.000 Pillenanwenderinnen und Kontrollpersonen errechneten Dossus et al. [28] eine Risikoreduktion von über einem Drittel (HR = 0,65 [95 % CI 0,6–0,7]), wobei die Langzeitanwendung der Pille zu einer noch stärkeren Risikoreduktion führte (HR = 0,58 [95 % CI 0,4–0,8] für ≥10 Jahre versus ≤1 Jahr).
In einer aktuellen Übersichtsarbeit mit 4 Fall-Kontroll-Studien und 5 Kohortenstudien mit 308.198 Frauen und 3,9 Millionen Beobachtungsjahren zeigte sich eine Risikoreduktion um etwa die Hälfte (OR 0,57; 95% KI 0,43-0,77) für Frauen, die eine Pille angewandt hatten oder anwandten [27].
Der protektive Effekt der Pille betrifft sowohl EC als auch Ovarialkarzinome, wobei in diesem Fall der protektive Effekt bis 30 Jahre nach Absetzen der Pille persistiert [32]. Andere uterine Malignome wie Uterussarkome kommen bei Pillenanwenderinnen genauso häufig vor wie bei Nichtanwenderinnen [32].
3.1.6 Ovarielle Stimulationstherapie
Hintergrund
Die kontrollierte Stimulation der Ovarien mittels Gonadotropinen, Clomiphen und selektiven Östrogenrezeptormodulatoren (SERMs) wird zur Gewinnung von Eizellen im Rahmen der assistierten Reproduktion eingesetzt. Im Rahmen dieser Therapien kommt es auch zu einer Proliferation des Endometriums. In Fallkontrollstudien und Kohortenstudien wurde über ein erhöhtes EC-Risiko bei Frauen nach derartigen Therapien berichtet. Parazzini et al.[35] fanden in einer Fallkontrollstudie von 1.362 Frauen eine Verdreifachung des EC-Risikos (OR = 3,26 [95 % CI 1,1–9,9]). Siristatidis et al. [36] konnten allerdings in einer Metaanalyse von 9 Fallkontrollstudien zeigen, dass die Erhöhung des EC-Risikos nur im Vergleich zu populationsbasierten Kontrollen nachweisbar ist (RR = 2,04 [95 % CI 1,2–3,4]), nicht jedoch im Vergleich zu infertilen Kontrollen (RR = 0,45 [95 % CI 0,2–1,1]). Auch ein aktueller systematischer Review mit einer Meta-Analyse von 15 Studien fand kein erhöhtes EC-Risiko bei Frauen nach Fertilitätsbehandlungen, weder im Vergleich zu infertilen Frauen noch im Vergleich zu populationsbasierten Kontrollen oder fertilen Frauen [34]. Daher liegt der Grund für das mit einer Ovarstimulation in manchen Studien aufgefallene erhöhte EC-Risiko wahrscheinlich zum Teil in der Infertilität selbst und weniger in der Infertilitätsbehandlung. In einer Cochrane-Metaanalyse fand sich dementsprechend in 6 Studien mit subfertilen Frauen als Kontrollen kein Effekt einer Stimulationsbehandlung während in 15 Studien mit populationsbasierten Kontrollen ein erhöhtes EC-Risiko zu beobachten war [33][30]. In 5 Studien wurden allerdings ausschließlich subfertile Frauen untersucht, wobei sich eine Assoziation zwischen einem erhöhten EC-Risiko und einer hohen Anzahl von Stimulationszyklen (>7) bzw. einer hohen kumulativen Clomiphen-Dosis (>2000 mg) zeigte, sodass ein dosisabhängiger Effekt nicht auszuschließen ist.
3.1.7 Tibolon
Unter Tibolon wurde ein erhöhtes Risiko für die Entstehung eines Endometriumkarzinoms beobachtet.
Evidenztabellen (1)
3.1.4 EvT 3.9Hintergrund
Das synthetische Steroid Tibolon, ein 19-Nortestosteron-Derivat, besitzt – insbesondere über seine aktiven Metaboliten – östrogene, gestagene und schwach androgene Partialwirkungen. Tibolon ist in Deutschland seit 1999 zur Behandlung klimakterischer Beschwerden als Folge des natürlichen und iatrogenen Eintritts der Menopause zugelassen. In der prospektiven Million-Women-Kohortenstudie war die Einnahme von Tibolon gegenüber keiner Hormonersatztherapie mit einem signifikant erhöhten Risiko für die Entwicklung eines EC assoziiert (RR = 1,79 [95 % CI 1,4–2,2]) [7].
Diese Risikoerhöhung wurde in einer weiteren prospektiven Kohortenstudie von Allen et al. an > 115.000 Frauen bestätigt (HR = 2,96 [95 % CI 1,7–5,3]) [11] . In einer prospektiv-randomisierten, placebokontrollierten Studie an 3.519 postmenopausalen Frauen mit Osteoporose führte die Anwendung von 1,25 mg Tibolon einmal täglich über 3 Jahre zu einer Vervierfachung der Rate an vaginalen Blutungen (2,8 % versus 10,8 %), einer Verdoppelung der Rate an Endometriumhyperplasien und einer grenzwertig signifikanten Erhöhung der EC-Häfigkeit [38] (4 versus 0 Fälle; p = 0,06).
Auch in einer Übersichtsarbeit von Sjögren et al. (28 Studien; systematischer Review) zeigte sich für Tibolon ein erhöhtes EC-Risiko [15].
In der Cochrane-Meta-Analyse von Formoso et al. zeigte sich hingegen in einer Analyse von 8 RCTs keine Erhöhung des EC-Risikos gegenüber Placebo (OR 2,04; 95% KI 0,79-5,24), wobei allerdings nur 21 EC-Fälle in den 8 eingeschlossenen Studien auftraten [37].
3.1.8 Weitere biologische Risikofaktoren
Ein spätes Menarchealter und ein spätes Alter bei der Geburt des letzten Kindes sind mit einem reduzierten Risiko, ein spätes Menopausenalter ist mit einem erhöhten Risiko für das Auftreten eines Endometriumkarzinoms assoziiert.
- Evidenzlevel
- 3
- Konsens
- Starker Konsens
Evidenztabellen (1)
3.1.8 EvT 3.13Diabetes mellitus, eine gestörte Glucosetoleranz, das metabolische Syndrom und das Syndrom der polyzystischen Ovarien (PCOS) erhöhen das Risiko für das Auftreten eines Endometriumkarzinoms.
- Evidenzlevel
- 3
- Konsens
- Starker Konsens
Evidenztabellen (1)
3.1.8 EvT 3.14Ein erhöhter Body-Mass-Index (BMI) erhöht das Risiko für das Auftreten eines Endometriumkarzinoms.
- Evidenzlevel
- 3
- Konsens
- Starker Konsens
Evidenztabellen (1)
3.1.8 EvT 3.15Eine hereditäre Prädisposition im Rahmen eines Lynch-Syndroms oder eines Cowden-Syndroms erhöht das Risiko für das Auftreten eines Endometriumkarzinoms.
- Evidenzlevel
- 3
- Konsens
- Starker Konsens
- Literatur
- [39]
Änderungshinweis
Eine positive Familienanamnese hinsichtlich EC und/oder Kolonkarzinom ist mit einem erhöhten Risiko für das Auftreten eines Endometriumkarzinoms assoziiert.Evidenztabellen (1)
3.1.8 EvT 3.16Hintergrund
Der Zusammenhang zwischen dem EC-Risiko und dem Alter bei Menarche und Menopause sowie dem Alter bei der Geburt des letzten Kindes ist durch epidemiologische Studien gut belegt. Konkret reduzieren ein spätes Menarchealter und ein spätes Alter bei der Geburt des letzten Kindes das Risiko für das Auftreten eines EC, während ein spätes Menopausenalter das Risiko erhöht. Setiawan et al. [40] errechneten in einer Metaanalyse von 17 Fallkontroll- und Kohortenstudien eine relative Risikoreduktion von 13 % pro 5 Jahre Alterszunahme bei der Geburt des letzten Kindes. In einer prospektiven Kohortenstudie mit > 121.000 Frauen halbierte sich das EC-Risiko, wenn das letzte Kind mit 40 Jahren oder später geboren wurde. Bei einem Menarchealter ≥15 Jahre betrug die relative Risikoreduktion 34 % (RR = 0,76 [95 % CI 0,5–0,9]). Lag das Alter bei Menopause ≥ 55 Jahre, erhöhte sich das EC-Risiko um das 1,53-Fache (95 % CI 1,1–2,1) [41]. Die große prospektive Kohortenstudie EPIC mit > 300.000 Frauen kam zu ähnlichen Ergebnissen [28]. In dieser Studie betrug die relative Risikoreduktion bei einem Menarchealter ≥15 Jahre 36 % [RR = 0,64; 95 % CI 0,5–0,8]. Ein spätes Menopausenalter (≥ 55 Jahre) verdoppelte das Risiko (HR = 2,36 [95 % CI 1,7–3,2]).
Metabolische Faktoren spielen in der Entstehung des östrogenabhängigen Typ-I-EC eine wichtige Rolle. Der Zusammenhang zwischen dem EC-Risiko und Stoffwechselerkrankungen, die mit einer gestörten Glucosetoleranz einhergehen, ist durch epidemiologische Studien gut belegt und seit Jahrzehnten bekannt. Eine Reihe von systematischen Reviews und Metaanalysen beziffert die Risikoerhöhung für Diabetikerinnen mit einem Faktor 1,7 bis 2,1 [42], [43], [44], [45], [46], [47]. Ob auch die krebsspezifische Mortalität bei Diabetikerinnen erhöht ist, ist allerdings umstritten. Liao et al.[46] fanden in einer Metaanalyse von 23 Kohortenstudien eine signifikant erhöhte EC-spezifische Mortalität (RR = 1,32 [95 % CI 1,1–1,6]), wobei allerdings eine signifikante Heterogenität der untersuchten Studien vorlag. Auch eine Metaanalyse von 31 Studien mit 55.475 EC-Patientinnen fand bei Diabetikerinnen ein signifikant schlechteres Gesamtüberleben, rezidivfreies Überleben und krebsspezifisches Überleben [48]. Huang et al. [44] und Zhang et al. [45] konnten diesen Effekt in einer Metaanalyse von 15 bzw. 21 Kohortenstudien allerdings nicht nachweisen.
Andere Parameter für eine gestörte Glucosetoleranz wie z. B. ein erhöhter glykämischer Index und eine erhöhte glycemic load sind ebenfalls mit einem erhöhten EC-Risiko assoziiert [49], [50], [51], [52]. Auch das metabolische Syndrom, charakterisiert durch die Faktoren abdominelle Fettleibigkeit, Bluthochdruck, Hypertriglyzeridämie und erniedrigtes HDL-Cholesterin sowie eine erhöhte Glucosekonzentration im Blut oder Insulinresistenz führt zu einer Erhöhung der Inzidenz des EC. In einer großen prospektiven Kohortenstudie mit 290.000 Frauen betrug die relative Risikoerhöhung 1,37 (95 % CI 1,3–1,5) [53]. Esposito et al. [54] geben in einer Metaanalyse von 3 Kohortenstudien ein relatives Risiko von 1,61 (95 % CI 1,2–2,2) an.
Das Syndrom der polyzystischen Ovarien (PCOS) führt wahrscheinlich aufgrund endokriner und metabolischer Störungen und/oder genetischer Prädisposition in 50 bis 80 % der Fälle ebenfalls zu einer gestörten Glucosetoleranz [55], [56]. Außerdem kommt es durch die Anovulation zu einer reduzierten Gestagenexposition der Uterusschleimhaut. Bei Frauen mit PCOS ist das EC-Risiko epidemiologischen Studien zufolge signifikant erhöht. Retrospektive Kohortenstudien geben ein etwa 4-fach erhöhtes Risiko an [57], [58]. Metaanalysen von insgesamt 14 Fallkontrollstudien geben eine ähnliche, wenn auch etwas geringere Risikoerhöhung an (OR = 2,70 [95 % CI 1,0–7,3] bis 4,05 [95 % CI 2,4–6,8]) [59], [60], [61]. Eine aktuelle Metaanalyse von 26 Studien zeigte ebenfalls ein um das 3.6-fache erhöhtes EC-Risiko bei Frauen mit PCOS [62]. Die Höhe des Body-Mass-Index (BMI) korreliert linear mit dem EC-Risiko. Ward et al. [63] errechneten an 6.905 Frauen mit Hysterektomie pro BMI-Schritt (+1) eine 11%-ige relative Risikoerhöhung (95 % CI 1,09–1,13). Crosbie et al. [18] geben in einer Metaanalyse von 24 Fallkontroll- und Kohortenstudien pro 5 BMI-Schritten eine 1,6-fache Risikoerhöhung (95 % CI 1,5–1,7) an. Ein ähnliches Ergebnis fanden Renehan et al. [64] (RR = 1,59 [95 % CI 1,5–1,7] pro 5 BMI-Schritten), basierend auf einer Metaanalyse von 141 Fallkontroll- und Kohortenstudien). Ein BMI ≥ 30 verdoppelt gegenüber Normalgewichtigen (BMI 18,5 bis 24,9 laut Definition der World Health Organization (WHO) das Risiko für die Entstehung eines EC [65], [66], [67].
Auch ein erhöhter BMI im Jugendalter ist mit einem erhöhten EC-Risiko im Erwachsenenalter assoziiert. In einer Metaanalyse von 37 prospektiven Studien erhöhte jeder 5 kg/m2-Schritt das EC-Risiko um 15% [68].
Der Einfluss ethnischer Faktoren auf das EC-Risiko ist nicht gut belegt. Ob der erhöhte Anteil von Kaukasierinnen in Kollektiven von Frauen mit EC durch soziokulturelle oder genetische Faktoren bedingt ist, ist nicht bekannt [67], [69].
Genetische Faktoren können die Entstehung eines EC fördern. Ein sehr hohes Lebenszeitrisiko für die Entstehung eines EC sowie eines breiten Spektrums anderer Malignome besteht bei mehreren monogen-erblichen Tumorsyndromen, die auf spezifischen Keimbahnmutationen beruhen, insbesondere dem Lynch-Syndrom (HNPCC) (ICD-10 C18.9) [1], und dem Cowden-Syndrom (ICD-10 Q89.8) [1], bzw. dem PTEN-Hamartom-Tumor-Syndrom (s. Kapitel 10 „Hereditäre Endometriumkarzinome“) [39]. Unabhängig von der nachgewiesenen Trägerschaft konkreter Keimbahnmutationen erhöht eine auffällige Familienanamnese das Risiko, selbst ein EC zu entwickeln. Bei einer Familienkonstellation mit mindestens einer erstgradig Verwandten mit EC erhöht sich das Risiko um fast das Doppelte. Win et al. [70] errechneten in einer Metaanalyse von 16 Fallkontrollstudien ein relatives Risiko von 1,82 (95 % CI 1,7–1,9) im Falle des Vorliegens einer erstgradig Verwandten mit EC und von 1,17 (95 % CI 1,0–1,3) im Falle des Vorliegens eines/r erstgradig Verwandten mit Kolonkarzinom. Hingegen war eine auffällige Familienanamnese hinsichtlich Mammakarzinoms, Ovarialkarzinom oder Zervixkarzinom nicht mit einem erhöhten EC-Risiko assoziiert.
In einer Analyse der US-amerikanischen SEER-Database fand sich unter 289.933 Brustkrebsüberlebenden ein signifikant erhöhtes Risiko für die metachrone Entstehung eines EC. Dieses erhöhte Risiko war vom Hormonrezeptortyp unabhängig und ist daher nicht allein durch die Anwendung von Tamoxifen erklärbar [71]. Eine positive Eigenanamnese hinsichtlich Mammakarzinoms ist daher möglicherweise ebenfalls ein Risikofaktor für die Entstehung eines EC.
Diätetische Einflüsse spielen in der Karzinogenese eine wichtige Rolle. Auch für das EC sind in epidemiologischen Studien zahlreiche diätetische Einflussfaktoren identifiziert worden. Obwohl aufgrund der vorliegenden Daten und des Fehlens von diätetischen Interventionsstudien keine klar definierte Diät zur EC-Prävention empfohlen werden kann, ergeben sich doch aus den Studienergebnissen Hinweise darauf, welche Diätanteile eher als vorteilhaft und welche eher als nachteilig angesehen werden können. Bandera et al. [72] untersuchten den Anteil an Ballaststoffen in 7 Fallkontrollstudien und berechneten eine Risikoreduktion für die Entstehung eines EC von 18 % (RR = 0,82; 95 % CI 0,8–0,9) pro 5 Gramm Ballaststoffe/1000 kcal Nahrung. Auch ein hoher Sojaanteil an der Diät ist mit einem reduzierten EC-Risiko assoziiert (Metaanalyse von 3 Fallkontroll- und Kohortenstudien; RR = 0,7 [95 % CI 0,6–0,9]) [73]. Eine multiethnische, prospektive Kohortenstudie mit > 46.000 Teilnehmerinnen untersuchte den Anteil an Phytoöstrogenen in der Diät von postmenopausalen Frauen und identifizierten einen hohen Isoflavonanteil sowie einen hohen Daidzein- und Genisteinanteil als protektive Faktoren [74]. Weitere Faktoren, die mit einem reduzierten EC-Risiko assoziiert sind und in Metaanalysen von Fallkontrollstudien identifiziert werden konnten, sind ein hoher Betakarotinanteil aus Speisequellen [75], ein hoher Anteil an Vitamin C und Vitamin E aus Speisequellen [75], sowie ein geringer Gesamtfettanteil [72] und ein geringer Anteil an rotem Fleisch [72]. Auch der Verzicht auf zuckerhaltige Getränke („Softdrinks“) wurde in der prospektiven Kohortenstudie „Iowa Women’s Health Study“ mit einem reduzierten Risiko für Typ-I-EC assoziiert [76]. Einschränkend ist festzuhalten, dass die Quantifizierung spezifischer diätetischer Details in diesen Studien mittels Fragebögen zur retrospektiven Einschätzung der Diätkomponenten erhoben wurde. Dadurch besteht ein erhebliches Risiko der Verzerrung.
Als weitere Einflussfaktoren mit teilweise ungeklärtem biologischem Hintergrund, welche mit einem reduzierten Risiko für EC assoziiert sind, wurden Kaffee- und Teekonsum identifiziert. Aus Platzgründen und nicht ganz geklärter Relevanz wurde auf die Erstellung von Statements und Empfehlungen verzichtet.
Zum reduzierten EC-Risiko durch Kaffeekonsum:
[77], [78]; (RR = 0,74 [95 % CI 0,6–0,8]; Metaanalyse von 4 Kohortenstudien;
[78]; RR = 0,71 [95 % CI 0,6–0,8]; Metaanalyse von 16 Fallkontroll- und Kohortenstudien;
[79]; RR = 0,80 [95 % CI 0,7–0,9]; Metaanalyse von 9 Fallkontroll- und Kohortenstudien;
[80]; RR = 0,65 [95 % CI 0,5–0,9]; prospektive Kohortenstudie).
Zum reduzierten EC-Risiko durch Teekonsum:
[81]; RR 0,85 [95 % CI 0,8–0,9]; Metaanalyse von 7 Fallkontroll- und Kohortenstudien.
Es führen ebenfalls zu einem reduzierten EC-Risiko:
Stillen: [82]; RR 0,76 [95 % CI 0,59–0,98]; Metaanalyse von 11 Fallkontrollstudien und 3 Kohortenstudien
Kalziumsupplemente: [83]; RR = 0,62 [95 % CI 0,4–0,9]; Metaanalyse von 2 Fallkontrollstudien.
Acetylsalizylsäure (ASS): [84]; RR = 0,78 [95% CI 0,6–0,9]; Metaanalyse von 9 Fallkontroll- und Kohortenstudien identifiziert.
Zigarettenrauchen: Auch das Rauchen von Zigaretten ist mit einem reduzierten Endometriumkarzinomrisiko assoziiert, insbesondere bei postmenopausalen Raucherinnen [85]; RR = 0,81 (95 % CI 0,7–0,9) für Raucherinnen versus Nichtraucherinnen; RR = 0,71 (95 % CI 0,7–0,8) für postmenopausale Raucherinnen versus Nichtraucherinnen; Metaanalyse von 34 Fallkontroll- und Kohortenstudien.
Risikoerhöhung durch Nachtarbeit: Im Gegensatz zu den o. g. risikoreduzierenden Faktoren stellt Nachtarbeit einen Risikofaktor für die Entwicklung eines EC dar. Nachtarbeit wurde in einer prospektiven Kohortenstudie mit einem signifikant erhöhten Risiko für EC assoziiert [86]; RR = 1,47 [95 % CI 1,0–1,1]).
In einer Untersuchung von 171 publizierten Meta-Analysen zu insgesamt 53 Risikofaktoren für die Entwicklung eines EC erwiesen sich der BMI, das Taille-Hüft-Verhältnis und die Parität als die stärksten Risikofaktoren für die Entstehung eines EC [87].
3.2 Risikoreduzierende Faktoren
Körperliche Aktivität ist mit einem reduzierten Risiko für das Auftreten eines Endometriumkarzinoms assoziiert.
Evidenztabellen (1)
3.2 EvT 3.17Die Verwendung von Intrauterinpessaren (Kupferspirale oder therapeutisch eingesetzte Levonorgestrelspirale) ist mit einem reduzierten Risiko für das Auftreten eines Endometriumkarzinoms assoziiert.
- Evidenzlevel
- 3
- Konsens
- Starker Konsens
Evidenztabellen (1)
3.2 EvT 3.18Hintergrund
Epidemiologische Daten, physiologische Überlegungen und Daten aus Beobachtungsstudien legen nahe, dass das EC-Risiko durch ausdauernde körperliche Aktivität um etwa ein Drittel gesenkt werden kann. Randomisierte Interventionsstudien zu dieser Frage existieren nicht, so dass keine konkrete körperliche Aktivität als optimal für den Schutz vor einem EC benannt werden kann. Allerdings kann das ungefähre Ausmaß der notwendigen körperlichen Aktivität mit zumindest 1 Stunde pro Woche angegeben werden. Keum et al. [94] errechneten in einer Metaanalyse von 6 Fallkontroll- und Kohortenstudien eine 5 %-ige Risikoreduktion (RR = 0,95; 95 % CI 0,93–0,98) pro 1 Wochenstunde körperlicher Aktivität und belegen einen dosisabhängigen Effekt zwischen 0 und 15 Wochenstunden. Gierach et al. [95] fanden in einer prospektiven Kohortenstudie an > 109.000 Personen, dass eine ausgeprägte körperliche Aktivität von mindestens 5 Wochenstunden das relative Risiko um 23 % (RR = 0,77; 95 % CI 0,6–0,9) senkt. Eine vergleichbare Höhe des protektiven Effekts wurde auch in anderen Übersichtsarbeiten gefunden, so z. B. von Moore et al. [96] (RR = 0,73 [95 % CI 0,6–0,9] für Freizeitsport; Metaanalyse von 9 Kohortenstudien) und Voskuil et al. [97] (RR = 0,77 [95 % CI 0,7–0,9]; Metaanalyse von 7 Kohortenstudien).
Auch die Rezidivrate und die Gesamtmortalität sind bei Patientinnen mit EC und Adipositas gegenüber normalgewichtigen signifikant erhöht. In einer Metaanalyse von 45 Studien erhöhte ein BMI ≥30 die Gesamtmortalität um 34% und die Rezidivrate um 28% [98].
In Übereinstimmung mit dem Zusammenhang zwischen körperlicher Aktivität und einem reduzierten EC-Risiko konnte eine Metaanalyse von 8 Fallkontroll- und Kohortenstudien einen Zusammenhang zwischen intensivem TV-Konsum und einer Erhöhung des EC-Risikos belegen (RR = 1,66 [95 % CI 1,2–2,3]) [99].
In einer Metaanalyse von 13 Studien bestätigen Zhang et al. den risikoreduzierenden Einfluss von Gewichtsabnahme und bariatrischen Operationen, weisen aber darauf hin, dass ein Wechsel zwischen Gewichtabnahme und Gewichtszunahme (,weight cycling‘) das EC-Risiko wahrscheinlich insgesamt erhöht [89].
Intrauterinpessare mit oder ohne lokale Abgabe von Levonorgestrel reduzieren das EC-Risiko. Vor allem die Levonorgestrelspirale führt zu einer effektiven und langfristigen Unterdrückung der Proliferation der Uterusschleimhaut. Daraus resultiert eine Halbierung des Risikos, ein EC zu entwickeln. Soini et al. [100] beobachteten in einer finnischen populationsbasierten Kohortenstudie an > 93.000 Frauen, die ein Levonorgestrel-Intrauterinpessar wegen Hypermenorrhoe erhielten, mit 855.000 Beobachtungsjahren eine signifikante Reduktion der Inzidenz von EC um 50 % (IR 0,50; [95 % CI 0,3–0,7]) unter und nach Anwendung der Levonorgestrelspirale [100]. Auch eine Kupferspirale ohne lokale Hormonfreisetzung reduziert das EC-Risiko, allerdings mit einem geringeren Wirkungsgrad. In einer Metaanalyse von 17 Fallkontroll- und Kohortenstudien betrug die relative Risikoreduktion 19 % (OR = 0,81; 95 % CI 0,7–0,9) [101].
Bariatrische Chirurgie ist eine mittlerweile etablierte Form der Therapie von Patienten mit morbider Adipositas. Die dadurch bedingte Kalorienreduktion und Gewichtabnahme kann auch zu einer Reduktion des EC-Risikos führen. Ward et al. berichten über eine signifikante Risikoreduktion mit einem relativen Risiko von 0,29 (95 % CI 0,3–0,3) bei Frauen nach bariatrischer Chirurgie anhand einer retrospektiven Kohortenstudie mit > 7 Millionen Datensätzen [102]. Bariatrische Chirurgie bei hochgradig adipösen Frauen (BMI > 40) mit EC wurde in einem theoretischen Markov-Modell von Neff et al. als effektive Maßnahme hinsichtlich Gesamtüberleben, Steigerung der Lebensqualität und als insgesamt kosteneffiziente Maßnahme beschrieben [103].
Eine aktuelle Metaanalyse von 7 Studien mit 150.537 Frauen nach bariatrischer Operation und 1.461.938 Kontrollen belegt eine EC-Risikoreduktion um 67% (RR 0,33; 95% KI 0,21-0,51) [104].
Auch die Anwendung von Bisphosphonaten zur Behandlung einer Osteoporose ist laut einer Metaanalyse von 34 Studien mit 4.508.261 untersuchten Frauen mit einem reduzierten Risiko für EC assoziiert (RR 0,75; 95% KI 0,61-0.94) [105].
Die Einnahme von Statinen ist ebenfalls invers mit dem Risiko ein EC zu entwickeln korreliert. In einer Metaanalyse führte eine Statintherapie zu einem reduzierten EC-Risiko (RR 0.81; 85% KI 0.70-0.94) und auch zu einer reduzierten krebsspezifischen Mortalität (0.71; 95% KI 0.64-0.80) [106].
Die Endometriumablation bzw. die Endometriumresektion als Therapie von Blutungsstörungen führt zu einem signifikant reduzierten Risiko für die Entstehung eines EC. In mehreren retrospektiven Analysen führte die Endometriumablation bzw. die Endometriumresektion zu einer >90%-igen Reduktion der erwarteten EC-Inzidenz [90], [91] , [92], [93]. In einer systematischen Übersichtsarbeit mit gepoolter Analyse von 11 Studien und 29102 Frauen nach Endometriumablation bzw. Endometriumresektion lag die Inzidenz des EC zwischen 0% und 1.6% . Insgesamt wurden nach 29102 Eingriffen lediglich 38 Fälle von EC diagnostiziert. Es kann also davon ausgegangen werden, dass eine Endometriumablation bzw. eine Endometriumresektion zu den effektivsten Methoden der EC-Prävention zu zählen ist.
3.3 Zusammenfassender Überblick über die risikoerhöhenden und risikoreduzierenden Faktoren
Tabelle 9: Das Risiko für das Auftreten eines Endometriumkarzinoms
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... ist erhöht... |
... ist erniedrigt... |
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Evidenztabellen
3.1.1 EvT 3.1
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Studientyp/ |
Untersuchte Population |
Intervention |
Kontrolle |
Untersuchte Endpunkte |
Hauptergebnisse |
Methodische Bemerkungen |
|
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Robert Koch-Institut 2015 |
Bevölkerungsbezogene Vollerhebung (Datenregistrierung/Zensus) LoE 1 |
Stationäre oder ambulante Patienten: Daten nach Einwilligung übermittelt durch Ärzte und Zahnärzte: Für Endometriumkarzinom mittleres Erkrankungsalter = 69 Jahre. |
------------------------- |
---------------------------- |
---------------------------------------- |
Für Endometrium-karzinom (ICD-10 C541): Mit 10.930 Neuerkrankungen und einem Anteil von 4,8 % ist das Endometriumkarzinom die vierthäufigste Krebserkrankung der Frauen in Deutschland. Das relative 5-Jahres-Überleben liegt bei ca. 80 %. Risikofaktoren: Östrogenexposition, höheres Alter, Bestrahlung der Gebärmutter. |
Deutschlandweite Erfassung der Krebsinzidenz (alle 16 Bundesländer). Zentrum für Krebsregisterdaten (ZfKD) schätzt jährlich den Erfassungsgrad der epidemiologischen Krebsregister in Deutschland per Mortalität-/ |
3.1.1 EvT 3.2
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Referenz |
Studientyp/ |
Untersuchte Population |
Intervention |
Kontrolle |
Untersuchte Endpunkte |
Hauptergebnisse |
Methodische Bemerkungen |
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Lacey 2005 |
Retrospektive Kohortenstudie LoE 3 |
30.379 postmenopausale Teilnehmerinnen der postmenopausal Breast Cancer Detection Demonstration Project follow-up study (BCDDP): https://epi.grants.cancer.gov/Consortia/members/bcddp.html). |
Hormontherapie (HRT) – diverse Regime. |
Keine Hormontherapie. |
Endometriumkarzinom-Inzidenz 1979–1998. |
Alle untersuchten Formen der Hormontherapie erhöhten das Endometrium-karzinom-Risiko: „Both estrogen plus progestin regimens significantly increased endometrial carcinoma risk in this study. Risks among unopposed estrogen users remained elevated long after last use.“ Effektschätzer: RR 3,0: 95 % CI: 2,0–4,6 für sequenziell-kombinierte HRT mit < 15 Tagen Gestagen/Monat; RR 2,3; 95 % CI: 1,3–4,0) für kontinuierlich-kombinierte HRT. |
Unterschiedliche HRT-Regimes in einer Studie analysiert. |
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Allen 2010 |
Kohortenstudie (mit Daten aus der European Prospective Investigation into Cancer and Nutrition [EPIC]-Studie: http://epic.iarc.fr) LoE 2 |
115.474 postmenopausale Frauen insgesamt. Durchschnittsalter bei Einschluss: 57 Jahre. Mittelwert des Alters bei Diagnose: 65 Jahre. Interventionsarm: 50.894 Frauen. Kontrollarm: 64.580 Frauen.
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Hormontherapie (HRT). |
Keine Hormontherapie. |
Endometriumkarzinom-Risiko. |
Hormontherapie erhöht das Endometrium-karzinom-Risiko in Abhängigkeit vom Hormontherapie-Regime. Effektschätzer: Östrogenmono-Therapie: HR 2,52, 95 % CI: 1,77–3,57); Tibolon: HR 2,96, 95 % CI: 1,67 –5,26). Kombinations-HRT: HR 1,41, 95 % CI: 1,08–1,83). |
Unterschiedliche Hormontherapie-Regimes in einer Studie analysiert. Kohortenstudie mit dramatischen Effekten. |
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Beral 2005 |
Retrospektive Kohortenstudie LoE 2 |
716.738 postmenopausale Frauen insgesamt. Interventionsarm: 320.953 Frauen. Davon mit kontinuierlich-kombinierter Hormontherapie: Kontrollarm: 395.785 Frauen. |
Hormontherapie (HRT) |
Keine Hormontherapie. |
Endometriumkarzinom-Inzidenz während 3,4 Jahren Beobachtungs-zeitraum. |
Unterschiedliche Endometrium-karzinom-Inzidenz, je nach Hormontherapie-Regime. Effektschätzer: RR 0,71 (95 % CI: 0,56–0,90 für kontinuierlich-kombinierte Hormontherapie; RR 1,79 (1,43–2,25) für Tibolon; RR 1,45 (1,02–2,06); p = 0,04) für Östrogen-Mono-Therapie; RR 1,05 (0,91–1,22) für zyklische, kombinierte Hormontherapie. |
Hohe Aussagekraft durch Größe der Kohorte gegeben; Verminderung der Aussagekraft durch die Verschreibung der Hormontherapie durch Hausärzte, die im Gegensatz zu Gynäkologen keine endokrinologische Expertise aufweisen. Kohortenstudie mit dramatischen Effekten. |
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Nelson 2002 |
Metaanalyse von Beobachtungs-studien und 2 randomisiert-kontrollierten Studien (WHI: ClinicialTrials.gov Identifier: NCT000000611; HERS: ClinicalTrials.gov Identifier: NCT00319566) LoE 2 |
Unterschiedliche Anzahl von Studien und Teilnehmer-innen, je nach Zielgröße. |
Hormontherapie (HRT). |
Keine Hormontherapie. |
Unterschiedliche Outcomes („harms & benefits“), z. B. auch Endometrium-karzinom. |
Hormontherapie reduziert osteoporo-tische Frakturen und Kolonkarzinome. Effektschätzer: RR 2,3 (95 % CI: 2,1–2,5) für „unopposed estrogen“; RR 0,8 (95 % CI: 0,6–1,2 für Kombinations-präparate. |
Kombination unterschiedlicher Studien in einer Arbeit, z. T. auch in einer Tabelle, Kombination von Beobachtungs-studien, Metaanalysen und randomisiert-kontrollierten Studien in einer Arbeit. Publication Bias nicht endgültig berechnet; Random-effects-Modell verwendet. |
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Grady 1995 |
Metaanalyse von Beobachtungs-studien; 37 eingeschlossene Studien, davon 4 Kohortenstudien zum Endometrium-karzinom LoE 3 |
n.a. |
Hormontherapie (HRT) – diverse Regime. |
Keine Hormontherapie. |
Endometriumkarzinom-Inzidenz. |
Hormontherapie als Östrogenmono-therapie erhöht Endometrium-karzinom-Risiko. Effektschätzer: Östrogentherapie ohne Progesteron: RR 2,3 und RR 9,5 >10 Jahre. Kombinations-therapien: RR 0,4 (Kohorten-studien) und RR 1,8 (Fallkontrollstudien). |
Kohortenstudie mit dramatischen Effekten, aber keine grafische Darstellung der Metaanalysen; keine Beurteilung hinsichtlich Publication Bias; keine Beurteilung der Qualität der Studien; kein Einfluss der Qualität der Studien auf die Beurteilung. Zudem bereits recht alt. |
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Razavi 2010 |
Eingebettete Fall-Kontroll-Studie (in die California Teachers Study Cohort CTS: https://www.cal LoE 4 |
Aus 133.479 Frauen aus der Kohorte (bestehend seit 1995): Interventionsarm: 311 Frauen mit der Erstdiagnose eines Endometrium-karzinoms. Alter: 50–85 Jahre. Kontrollarm: 570 Frauen. |
Hormontherapie (HRT) ≥ 10 Jahre. |
Keine Hormontherapie. |
Endometriumkarzinom-Inzidenz. |
Alle untersuchten Formen der Hormontherapie erhöhen das Endometrium-karzinom-Risiko. Effektschätzer: OR 4,5; 95 % CI: 2,5 –8,1 für Östrogen-Monotherapie > 10 Jahre; OR 4,4; 95 % CI: 1,7–11,2 für Kombinations-therapie mit < 10 Tagen Gestagen/ Monat; OR 2,1; 95 % CI: 1,3–3,3 für kontinuierlich-kombinierte Hormontherapie. |
Heterogene Population mit unterschiedlichen Hormontherapie-Regimes in einer Studie analysiert. |
3.1.5 EvT 3.10
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Referenz |
Studientyp/ |
Untersuchte Population |
Intervention |
Kontrolle |
Untersuchte Endpunkte |
Hauptergebnisse |
Methodische Bemerkungen |
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Nelson 2013 |
Systematischer Review ohne Metaanalyse LoE 3 |
Keine individuellen Zahlenangaben; Studien nur deskriptiv gelistet, keine Metaanalyse. |
Diverse Medikamente, u. a. Tamoxifen, Raloxifen. |
Unterschiedlich in 7 untersuchten Studien; Placebo oder Tamoxifen versus Raloxifen. |
Inzidenz Mammakarzinom. |
Reduktion der Mammakarzinom-Inzidenz durch Tamoxifen und Raloxifen als Chemoprävention. Effektschätzer: RR, 2,3: 95 % CI: 2,1–2,5 für Östrogen-Monotherapie; RR 0,8 (95 % CI: 0,6–1,2 für Kombinations-präparate. Relevantes Outcome nur in Subgruppenanalyse (Inzidenz von Endometrium-karzinomen unter Tamoxifen und Raloxifen). Effektschätzer: RR, 2,13 (95 % CI: 1,36–3,32) für Tamoxifen; keine Erhöhung des Endometrium-karzinom-Risikos durch Raloxifen. |
Methodische Qualität und klinische Aussagekraft der Studie: hoch, Endometrium-karzinomrisiko allerdings nur Nebenzielgröße: sowohl der Primärstudien als auch der Metaanalyse. Angaben zu Publication Bias vorhanden. |
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Braithwaite 2003
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Metaanalyse randomisiert-kontrollierter Studien (n = 32) LoE 3 (da das Endometrium-karzinomrisiko nur Nebenzielgröße der Primärstudien war.) |
45.936 Frauen mit Endometrium-karzinom (aus insgesamt 52.929 Frauen in allen Studien; außer in 3 Studien [n = 363 Frauen] alle in Zusammenhang mit Mammakarzinom). Durchschnittsalter: 54,8 Jahre bei Randomisierung; 4,3 Jahre Tamoxifen-Einnahme.
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Tamoxifen 20–40 mg/d (unterschiedliche Dosierungen). |
Unterschiedliche Kontrollen, teilweise Placebo. |
Kardiovaskuläre Ereignisse, Malignome, u. a. Endo-metriumkarzinom. |
Tamoxifen erhöht signifikant das Endometrium-karzinom-Risiko. Effektschätzer: Endometrium-karzinomrate in keiner der untersuchten Studien primärer Zielparameter. Tamoxifen/Risiko: RR 2,70; 95 % CI: 1,94–3,75. |
Angaben zu Publication Bias (Reporting Bias) vorhanden. Random-effects-Modell verwendet. |
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Al-Mubarak 2014 |
Metaanalyse von 5 randomisiert-kontrollierten Studien LoE 2 (LoE 1 für Mammakarzinom-Rezidivrate, nicht jedoch für Endometrium-karzinomrate.) |
21.554 Frauen mit Mammakarzinom und Tamoxifen-Einnahme; keine Angaben zu den exakten Zahlen in den jeweiligen Armen. |
Adjuvante Tamoxifen-Gabe > 5 Jahre oder ohne Zeitlimit (in 4 Studien). |
Adjuvante Tamoxifen-Gabe < 5 Jahre. |
Mammakarzinom: Rezidivrate. Gemessen nach den Jahren 5–9 und ab Jahr 10 und weiter. |
Kein Vorteil für extended Tamoxifen in der Adjuvanz: „In unselected patients, extended adjuvant tamoxifen is not associated with a significant reduction in recurrence, or a reduction in all-cause death. Patients with lymph node positive breast cancer may derive some benefit. Reduction in the risk of recurrence appears to occur only after completion of extended adjuvant therapy.“ Effektschätzer: OR: 2,06, 95 % CI: 1,65–2,58 für erhöhtes Endometrium-karzinom-Risiko durch Tamoxifen-Gabe > 5 Jahre. |
Erhöhte Rate an Endometrium-karzinomen als Nebenzielgröße der Metaanalyse; auch postmenopausale Patientinnen hatten keinen Vorteil: „There was no apparent difference in the effect between pre- and post-menopausal patients.“ Keine Angaben zu Publication Bias. |
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DeMichele 2008 |
Fall-Kontroll-Studie (populationsbasiert) LoE 3 |
Interventionsarm: 547 Frauen mit Endometrium-karzinom. Kontrollarm: 1.410 Frauen. Alter: 50–79 Jahre; Endometrium-karzinom-Diagnose gestellt: 1999/07–2002/06. |
Tamoxifen- oder Raloxifen-Anwendung. |
Zufällig ausgewählte Bewohnerinnen derselben geografischen Region. |
Endometriumkarzinom. |
Raloxifen-Anwenderinnen hatten ein geringeres Endometrium-karzinom-Risiko im Vergleich zu Kontrollen und Tamoxifen-Anwenderinnen. Effektschätzer: OR 0,50; 95 % CI: 0,29–0,85 für Endometrium-karzinom unter Raloxifen und OR 3,0; 95 % CI: 1,3–6,9 für Endometrium-karzinom unter Tamoxifen versus Raloxifen. |
Autoren schlagen weitere Untersuchungen von Raloxifen zur Endometrium-karzinom-Prävention vor: „Raloxifene users had significantly lower odds of endometrial cancer compared with both tamoxifen users and SERM nonusers, suggesting a role for raloxifene in endometrial cancer prevention and individualization of SERM therapy.“ |
3.1.6 EvT 3.11
|
Referenz |
Studientyp/ |
Untersuchte Population |
Intervention |
Kontrolle |
Untersuchte Endpunkte |
Hauptergebnisse |
Methodische Bemerkungen |
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Collaborative Group on Epidemiological Studies on Endometrial Cancer 2015 |
Metaanalyse von 36 epidemiologischen Studien LoE 2 |
Interventionsarm: 27.276 Frauen mit Endometrium-karzinom, 9.459 (35 %) davon hatten jemals orale Kontrazeptiva genutzt.
Kontrollarm: 115.743 Frauen ohne Endometrium-karzinom, 45.625 davon (39 %) davon hatten jemals orale Kontrazeptiva genutzt. Drop-out-Rate: |
Frauen mit Endometrium-karzinom, 35 % davon mit Einnahme von oralen Kontrazeptiva (medianer Einnahmezeit-raum von 3,0 Jahren).
|
Frauen ohne Endometrium-karzinom, 39 % davon mit Einnahme von oralen Kontrazeptiva (medianer Einnahmezeitraum von 3,0 Jahren). |
Zusammenhang zwischen oralen Kontrazeptiva und Endometriumkarzinom-Risiko. |
Je länger Frauen orale Kontrazeptiva verwendet hatten, umso größer war die Risiko-Reduzierung für ein Endometrium-karzinom. Effektschätzer: 5 Verwendungsjahre waren hier mit einem RR von 0,76 (95 % CI: 0,73–0·78; p < 0,0001) assoziiert. Der Effekt hielt mehr als 30 Jahre nach Absetzen noch an. |
Studiendesign der inkludierten Studien: 15 prospektive, 10 retrospektive mit Populationskon-trollen, 11 retrospektive mit klinischen Kontrollen. Möglicher Publication Bias berücksichtigt. |
|
Gierisch 2013 |
Metaanalyse von Beobachtungs-studien (davon 9 Studien zum Endometrium-karzinom = 4 Fall-Kontroll-Studien, 5 Kohortenstudien) LoE 3 |
308.198 Frauen insgesamt + 3.981,072 Frauenjahre zusätzlich (sic!). Interventionsarm: n.a. Kontrollarm: n.a. |
Orale Kontrazeptiva. |
Keine oralen Kontrazeptiva. |
Krebsrisiko – diverse Krebsarten. |
Orale Kontrazeptiva reduzieren das Endometrium-karzinom-Risiko. Effektschätzer: OR 0,57: CI: 0,43–0,77. |
Hohe Qualität der Metaanalyse durch Beurteilung der Studienqualität. Keine Angaben zu Publication Bias; Random-effects-Modell verwendet. |
3.1.4 EvT 3.9
|
Referenz |
Studientyp/ |
Untersuchte Population |
Intervention |
Kontrolle |
Untersuchte Endpunkte |
Hauptergebnisse |
Methodische Bemerkungen |
|
Allen 2010 |
Kohortenstudie (mit Daten aus der European Prospective Investigation into Cancer and Nutrition [EPIC]-Studie: http://epic.iarc.fr) LoE 2 |
115.474 postmenopausale Frauen insgesamt. Durchschnittsalter bei Einschluss: 57 Jahre. Mittelwert des Alters bei Diagnose: 65 Jahre. Interventionsarm: 50.894 Frauen. Kontrollarm: 64.580 Frauen.
|
Hormontherapie (HRT). |
Keine Hormontherapie. |
Endometriumkarzinom-Risiko. |
Hormontherapie erhöht das Endometrium-karzinom-Risiko in Abhängigkeit vom Hormontherapie-Regime. Effektschätzer: Östrogenmono-Therapie: HR 2,52, 95 % CI: 1,77–3,57); Tibolon: HR 2,96, 95 % CI: 1,67 –5,26). Kombinations-HRT: HR 1,41, 95 % CI: 1,08–1,83). |
Unterschiedliche Hormontherapie-Regimes in einer Studie analysiert. Kohortenstudie mit dramatischen Effekten. |
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Beral 2005 |
Retrospektive Kohortenstudie LoE 2 |
716.738 postmenopausale Frauen insgesamt. Interventionsarm: 320.953 Frauen. Davon mit kontinuierlich-kombinierter Hormontherapie: Kontrollarm: 395.785 Frauen. |
Hormontherapie (HRT) |
Keine Hormontherapie. |
Endometriumkarzinom-Inzidenz während 3,4 Jahren Beobachtungs-zeitraum. |
Unterschiedliche Endometrium-karzinom-Inzidenz, je nach Hormontherapie-Regime. Effektschätzer: RR 0,71 (95 % CI: 0,56–0,90 für kontinuierlich-kombinierte Hormontherapie; RR 1,79 (1,43–2,25) für Tibolon; RR 1,45 (1,02–2,06); p = 0,04) für Östrogen-Mono-Therapie; RR 1,05 (0,91–1,22) für zyklische, kombinierte Hormontherapie. |
Hohe Aussagekraft durch Größe der Kohorte gegeben; Verminderung der Aussagekraft durch die Verschreibung der Hormontherapie durch Hausärzte, die im Gegensatz zu Gynäkologen keine endokrinologische Expertise aufweisen. Kohortenstudie mit dramatischen Effekten. |
|
Ettinger 2008 |
Randomisiert-kontrollierte Studie LoE 3 (Sekundäranalyse einer Studie mit ursprünglich anderer Zielgröße) |
3.519 postmenopausale Frauen mit intaktem Uterus und Osteoporose. Durchschnittsalter: 68 Jahre. Interventionsarm: 1.746 Frauen. Drop-out-Rate: n = 333. Kontrollarm: 1.773 Frauen. Drop-out-Rate: n = 240. |
Tibolon 1,25 mg/Tag. |
Placebo. |
Osteoporosebedingte Frakturen; Endometriumeffekte. |
Tibolon erhöht die Endometriumdicke, die Rate an vaginalen Blutungen und eventuell das Endometrium-karzinom-Risiko. Effektschätzer: Effektgröße für Endometrium-karzinom nicht angegeben; 4 versus 0 Fälle von Endometrium-karzinom im Tibolonarm versus Kontrollarm (p = 0,06). |
Keine Power für Endometrium-karzinom; nicht geeignet. |
3.1.8 EvT 3.13
|
Referenz |
Studientyp/ |
Untersuchte Population |
Intervention |
Kontrolle |
Untersuchte Endpunkte |
Hauptergebnisse |
Methodische Bemerkungen |
|
Dossus 2010 |
Prospektive multizentrische Kohortenstudie innerhalb der EPIC-Studie (European Prospective Investigation into Cancer and Nutrition [EPIC]-Studie: http://epic.iarc.fr) LoE 3 |
302.618 Frauen. 1.017 Endometrium-karzinom-Fälle: Davon waren 161 prämenopausal ( 55 Jahre) und 193 perimeno-pausal/unbekannt (zwischen 46–55 Jahren). |
Keine. |
Keine. |
Risikofaktoren für Endometriumkarzinom. |
Späte Menarche, frühe Menopause, Anwendung oraler Kontrazeptiva, höhere Geburtenrate und ein kürzerer Abstand zur letzten vollausgetragenen Schwangerschaft reduzieren das Endometrium-karzinom-Risiko. Effektschätzer: HR 0,66 für 5–9 Jahre und HR 0,57 für > 10 Jahre. |
Hohe Aussagekraft über Assoziation von Endometrium-karzinom mit reproduktiven Faktoren durch hohe Fallzahl der internationalen Population. |
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Setiawan 2012 |
Gepoolte Analyse von 17 Studien (4 retrospektive Kohortenstudien, 13 Fall-Kontroll-Studien) LoE 3 |
25.233 Frauen mit intaktem Uterus insgesamt.
8.671 Endometrium-karzinom-Fälle. 16.562 Kontrollen. |
Keine. |
Durchschnitts-bevölkerung. |
Alter bei letzter Geburt. |
Alter bei letzter Geburt beeinflusst das Endometrium-karzinom-Risiko. Effektschätzer: OR 0,87 (95 % CI: 0,85–0,90) pro 5 Jahre Alterssteigerung bei Geburt des letzten Kindes. |
Hohe Qualität durch große Kohorte und internationale Population; Angaben zu Publication Bias. Random-effects-Modell wurde verwendet. |
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Karageorgi 2010 |
Kohortenstudie auf Basis der prospektiven Nurses’ Health Study Cohort 1976–2004; http://www.nurseshealthstudy.org/) LoE 3 |
121.700 Frauen, davon 778 Endometrium-karzinom-Fälle (in einem Follow-up-Zeitraum von 28 Jahren), bei 1.850,078 Personenjahren. |
Keine. |
Keine. |
Einfluss von reproduktiven Faktoren auf das Endometriumkarzinom-Risiko. |
Reproduktive Faktoren, wie z. B. Alter bei Menarche, Alter bei Menopause, Alter bei Geburt des ersten Kindes, beeinflussen das Endometrium-karzinom-Risiko. Effektschätzer: RR 0,62 (0,46; 0,85) für ≥ 15 Jahre Menarchealter; RR 1,49 (1,11; 2,01) für Menopausenalter ≥ 55 Jahre. |
Hohe Qualität durch große Kohorte. |
3.1.8 EvT 3.14
|
Referenz |
Studientyp/ |
Untersuchte Population |
Intervention |
Kontrolle |
Untersuchte Endpunkte |
Hauptergebnisse |
Methodische Bemerkungen |
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Friberg 2007 |
Metaanalyse von 16 Beobachtungs-studien (3 Kohorten- und 13 Fall-Kontroll-Studien) LoE 3 |
96.003 Frauen insgesamt. Interventionsarm: 7.596 Endometrium-karzinom-Fälle. Kontrollarm: n.a. |
Keine. Diabetes war das Kriterium für Fälle. |
Keine. Kein Diabetes. |
Endometriumkarzinom. |
Diabetes ist mit erhöhtem Endometrium-karzinom-Risiko assoziiert. Effektschätzer: RR 2,10: 95 % CI: 1,75–2,53. |
Keine Beurteilung der Studienqualität; keine Beurteilung bzgl. Publication Bias. |
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Barone 2008 |
Metaanalyse von 23 Beobachtungs-studien; 4 ausgewertet bzgl. Endometrium-karzinom-Risiko. LoE 3 |
Interventionsarm: 429 Endometriumkar-zinom-Patientinnen mit präexistentem Diabetes.
Kontrollarm: 2.900 Endometrium-karzinom-Patientinnen ohne präexistenten Diabetes. |
Diabetes. |
Kein Diabetes. |
Endometriumkarzinom-Risiko, Krebsmortalität. |
Diabetes ist mit Endometrium-karzinom assoziiert und mit einer erhöhten Gesamtmortalität bei Krebspatienten. Effektschätzer: HR, 1,76; 95 % CI: 1,34–2,31 für Endometrium-karzinom-Risiko. |
Endometrium-karzinom-Risiko als Subgruppe; Endpunkt „All-cause mortality“. Random-effects-Modell: DerSimonian/Laird-Methode. Angaben zu Publication Bias vorhanden. |
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Huang 2014 |
Metaanalyse von 16 prospektiven Kohortenstudien, davon nur 1 zum Endometrium-karzinom LoE 4 |
891.426 Frauen und Männer; unterteilt in Asiaten und Nicht-Asiaten, Frauen und Männer gemischt, nicht alle Teilnehmer haben den oralen Glukosetoleranz-Test erhalten. |
Prädiabetes. |
Normoglykämie. |
Krebs. |
Prädiabetes ist mit einem erhöhten Risiko für Krebs, allen voran Leber-, Magen-/ Effektschätzer: RR 1,15: 95 % CI: 1,06, 1,23. |
Angaben zu Publication Bias vorhanden. |
|
Zhang 2013 |
Metaanalyse von prospektiven Kohortenstudien; 21 Studien, davon 15 Studien bzgl. Endometrium-karzinom-Inzidenz und 6 Studien bzgl. Endometrium-karzinom-Letalität LoE 3 |
n.a. Nur die jeweiligen Kohortengrößen der Studien sind angegeben. |
Diabetes. |
Kein Diabetes. |
Inzidenz und Letalität von Endometriumkarzinom. |
Diabetes ist mit einem erhöhten Risiko für Endometrium-karzinom assoziiert, nicht aber mit einer erhöhten Letalität. Effektschätzer: RR 1,81; 95 % CI: 1,38–2,37 für Endometrium-karzinom-Risiko. |
Trennung der Aussagen zu Inzidenz und Letalität erlaubt differenzierte Aussage; Angaben zu Publication Bias vorhanden. Random-effects-Modell: DerSimonian/Laird-Methode. |
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Liao 2014 |
Metaanalyse von 29 (17 prospektive, 12 retrospektive) Kohortenstudien LoE 3 |
Keine summarische Angabe der Anzahl der Personen; Angaben zu Personen in allen Einzelstudien Eingeschlossene Studien: 23 Studien zur Endometrium-karzinom-Inzidenz, 5 zur endometrium-karzinom-spezifischen Mortalität, 1 Studie zu beiden Endpunkten. |
Diabetes. |
Kein Diabetes. |
Krebsspezifische Endometriumkarzinom-Mortalität, Endometriumkarzinom-Inzidenz. |
Diabetes ist mit einem erhöhten Risiko für Endometrium-karzinom assoziiert, in dieser Metaanalyse auch mit einer erhöhten krebsspezifischen Endometrium-karzinom-Mortalität, allerdings bei uneinheitlicher Studienlage. Effektschätzer: RR 1,89 (95 % CI: 1,46–2,45) für Endometrium-karzinom-Risiko. |
Hohe methodische Qualität mit Angaben zu Publication Bias. |
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Luo 2014 |
Prospektive Kohortenstudie LoE 3 |
88.107 Frauen insgesamt, davon 1.241 Frauen mit Endometrium-karzinom. |
Diabetes. |
Kein Diabetes. |
Endometriumkarzinom-Inzidenz. |
Diabetes ist mit einem erhöhten Endometrium-karzinom-Risiko assoziiert, wobei dieses Risiko nach Adjustierung für BMI nicht mehr signifikant ist. Effektschätzer: HR 1,44: 95 % CI: 1,13–1,85 für Endometrium-karzinom-Risiko. |
Subanalyse innerhalb der WHI-Kohorte (ClinicialTrials.gov Identifier: NCT000000611); daher Endometrium-karzinom-Risiko nur einer von vielen Endpunkten. |
|
Gnagnarella 2008 |
Metaanalyse von Beobachtungs-studien; 39 Studien, davon 5 Studien (1 Fall-Kontroll-, 4 Kohortenstudien) zum Endometrium-karzinom-Risiko bzgl. Glycaemic Load und Glycaemic Index LoE 3 |
2.569 Endometrium-karzinom-Fälle.
|
Glycaemic Load; Glycaemic Index. |
Keine. |
Endometriumkarzinom-Risiko. Risiko für kolorektale Karzinome. |
Glycaemic Load und Glycaemic Index sind mit Endometrium-karzinom-Risiko assoziiert. Effektschätzer: für Glycaemic Load und Glycaemic Index: RR 1,36: 95 % CI: 1,14, 1,62 und RR 1,22; 95 % CI: 1,01, 1,49. |
Keine Angabe zu Studienqualität; keine Angabe zu Publication Bias. |
|
Mulholland 2008 |
Metaanalyse von 4 prospektiven Beobachtungs-studien und 1 Fall-Kontroll-Studie LoE 3 |
Summarische Angaben sind nur in den Einzelstudien zu finden (Table 1). |
Analyse von Glycaemic Index, Glycaemic Load. |
n.a. |
Endometriumkarzinom-Risiko, Ovarialkarzinom-Risiko. |
Eine hohe Glycaemic Load, nicht aber ein hoher Glycaemic Index sind mit einem erhöhten Endometrium-karzinom-Risiko assoziiert. Effektschätzer: RR 1,20; 95 % CI: 1,06–1,37) für hohe Glycaemic Load. |
Keine Angabe zu Studienqualität; Angaben zu Publication Bias vorhanden; Random-effects-Modell wurde verwendet. |
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Choi 2012 |
Metaanalyse von Kohortenstudien; 36 Studien, davon 5 zum Endometrium-karzinom-Risiko LoE 3 |
60.811 Personen (Frauen und Männer) insgesamt. 3.200 Endo-metriumkarzinom-Fälle. Weitere summarische Angaben zur Population in den Einzelstudien. |
Messung von Glycaemic Index und Glycaemic Load. |
n.a. |
Inzidenz von diversen Krebsarten, auch Endometriumkarzinom. |
Eine erhöhte Glycaemic Load ist mit einem erhöhten Endometrium-karzinom-Risiko assoziiert. Effektschätzer: Glycaemic Load/Risiko: RR 1,21; 95 % Glycaemic Index 1,07. |
Endometrium-karzinom-Risiko nur in einer Subgruppe analysiert; keine Angaben zu Studienqualität, jedoch Angabe zu Publication Bias; keine Details zu Einzelstudien angegeben. |
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Nagle 2013 |
Fall-Kontroll-Studie (eigene Daten) und Metaanalyse von 6 prospektiven Kohortenstudien und 2 Fall-Kontroll-Studien LoE 3 |
2.726 Fälle aus Fall-Kontroll-Studien und Metaanalyse von 8 weiteren Studien mit 5.569 Fällen. Interventionsarm: 1.290 Frauen (Fall-Kontroll-Studien); 5.569 Frauen (Metaanalyse). Kontrollarm: 1.436 Frauen. |
Messung von Glycaemic Index und Glycaemic Load. |
Aufnahme von Nahrungsmitteln mit einem geringen Glycaemic Index und somit einer niedrigen Glycaemic Load. |
Endometriumkarzinom-Risiko. |
Erhöhte Glycaemic Load, aber nicht Glycaemic Index ist mit einem erhöhten Endometrium-karzinom-Risiko assoziiert. Effektschätzer: OR 1,43: 95 % CI: 1,11–1,83 für hohen Glycaemic Index und OR 1,15: 95 % CI: 0,90–1,48 für hohe Glycaemic Load. |
Analyse bzgl. Publication Bias durchgeführt; Angaben zu exkludierten Studien vorhanden; keine Analyse der Studienqualität der metaanalysierten Studien; Random-effects-Modell wurde verwendet. |
|
Fearnley 2010 |
Fall-Kontroll-Studie LoE 4 |
554 Frauen mit neu diagnostiziertem Endometrium-karzinom (Alter: Interventionsarm: 156 Frauen. Kontrollarm: 398 Frauen. |
PCOS. |
Kein PCOS. |
Endometriumkarzinom-Risiko. |
PCOS erhöht das Endometrium-karzinom-Risiko. Effektschätzer: OR 4,0, 95 % CI: 1,7–9,3. |
Die Diagnose PCOS wurde nach Angaben der Frauen im Rahmen von Telefoninterviews erhoben; daher eingeschränkte Beurteilbarkeit hinsichtlich der Diagnose PCOS. |
|
Gottschau 2015 |
Prospektive Kohortenstudie LoE 3 |
12.070 Frauen mit PCOS, davon 279 Endometrium-karzinom-Fälle.
|
Frauen mit PCOS. |
Durchschnitts-bevölkerung. |
Endometriumkarzinom-Risiko. |
PCOS ist mit einem um das Vierfache erhöhten Endometrium-karzinom-Risiko assoziiert. Effektschätzer: SIR 3,9: 95 % CI: 2,2–6,3. |
Landesweite Registerstudie; hohe Aussagekraft durch systematische Erhebung der Diagnosen Endometrium-karzinom und PCOS. |
|
Chittenden 2009 |
Systematischer Review LoE 4 |
4.056 Frauen insgesamt (in 4 Studien, die den Zusammenhang von PCOS und Endometrium-karzinom-Risiko untersuchten). Interventionsarm: Kontrollarm: |
PCOS. |
Kein PCOS. |
Inzidenz gynäkologischer Malignome. |
PCOS ist mit einem erhöhten Endometrium-karzinom-Risiko assoziiert. Effektschätzer: Dreifach erhöhtes Endometrium-karzinom-Risiko bei Patientinnen mit PCOS (OR 2,70, 95 % CI: 1,00–7,29): Ergebnisse von 4 Fall-Kontroll-Studien. |
Keine Angaben zu Studienqualität und Publication Bias, Einschluss nur von Fall-Kontroll-Studien. |
|
Haoula 2012 |
Metaanalyse von Beobachtungs-studien; 5 Studien (4 Fall-Kontroll-, 1 retrospektive Querschnittsstudie) LoE 3 |
4.605 Frauen insgesamt. Interventionsarm: 88 Frauen mit PCOS, davon 47 mit einem Endometrium-karzinom. Kontrollarm: 4.517 Frauen ohne PCOS, davon 773 mit einem Endometrium-karzinom. |
PCOS. |
Kein PCOS. |
Endometriumkarzinom-Risiko. |
PCOS ist mit einem erhöhten Endometrium-karzinom-Risiko assoziiert. Effektschätzer: OR 2,89: 95 % CI: 1,52–5,48.
|
Angabe zu Publication Bias vorhanden. Eingeschlossene Studien waren hauptsächlich Fall-Kontroll-Studien. |
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Barry 2014 |
Metaanalyse von 11 Beobachtungs-studien; 5 Studien davon zum Endometrium-karzinom. LoE 3 |
Interventionsarm: 919 Frauen mit PCOS; 61 davon mit Endometriumkarzinom. Kontrollarm: 72.054 Frauen ohne PCOS, davon 1.072 mit Endometrium-karzinom. |
PCOS. |
Kein PCOS. |
Endometriumkarzinom, Ovarialkarzinom, Mammakarzinom. |
PCOS ist mit Endometriumkarzinom assoziiert (5 Studien), nicht jedoch mit Ovarialkarzinom oder Mammakar-zinom. Effektschätzer: OR 2,79; 95 % CI: 1,31–5,95. |
Qualität der Studien angegeben; Publication Bias angegeben. Random-effects-Modell: Mantel-Haenszel-Methode. |
3.1.8 EvT 3.15
|
Referenz |
Studientyp/ |
Untersuchte Population |
Intervention |
Kontrolle |
Untersuchte Endpunkte |
Hauptergebnisse |
Methodische Bemerkungen |
|
Crosbie 2010 |
Metaanalyse von Beobachtungs-studien; 24 Studien, davon 9 Studien zum Einfluss der Hormontherapie auf das BMI-assoziierte Endometrium-karzinom-Risiko LoE 3 |
17.710 Fälle insgesamt. Angaben zu Interventions-/ |
Hormontherapie (HRT). |
Keine Hormontherapie. |
Endometriumkarzinom-Risiko in Abhängigkeit von BMI und Hormontherapie-Einnahme. |
Ein erhöhter BMI ist mit einem Endometrium-karzinom-Risiko assoziiert und beeinflusst dieses unter Hormontherapie. Effektschätzer: BMI/Risiko: RR 1,60 (95 % CI: 1,52–1,68) pro 5 kg/m2-Schritt BMI. |
Keine systematische Analyse der Studienqualität; Angaben zu Publication Bias vorhanden; Random-effects-Modell verwendet. |
|
Ward 2013 |
Retrospektive Kohortenstudie LoE 3 |
165.876 Frauen, die sich einer Hysterektomie unterzogen haben, davon wurde bei 6.905 Frauen der BMI gemessen: 1.891 Endometrium-karzinom-Fälle. |
Hysterektomie; Messen des BMI. |
Keine. |
Endometriumkarzinom-Risiko in Abhängigkeit von BMI. |
BMI ist linear mit Endometrium-karzinom-Risiko assoziiert. Effektschätzer: OR 1,11; 95 % CI: 1,09–1,13 für jeden BMI-Schritt (1 Einheit). |
Nur Frauen mit Hysterektomie untersucht, daher keine Aussage zum Endometrium-karzinom-Risiko bzgl. BMI für die Gesamtpopulation möglich. |
|
Renehan 2008 |
Metaanalyse von 141 prospektiven Kohortenstudien LoE 3 |
Frauen und Männer (Table 1). 17.084 Endometrium-karzinom-Fälle. 3. 044 538 Kontrollen.
|
Erhöhter BMI. |
BMI im Normbereich. |
Krebsinzidenz, auch Endometriumkarzinom, in Abhängigkeit von BMI. |
Ein hoher BMI erhöht das Endometrium-karzinom-Risiko. Effektschätzer: RR 1,59 pro 5 kg/m2 BMI. „In women, we recorded strong associations between a 5 kg/m² increase in BMI and endometrial (1,59, p < 0,0001) […] cancer[s].“ |
Angaben zu Publication Bias vorhanden; Random-effects-Modell wurde verwendet. |
|
Dobbins 2013 |
Metaanalyse von Beobachtungs-studien; 98 Studien, davon 16 Studien zu Endometrium-karzinom-Risiko LoE 3 |
Genaue Angaben zu Interventions-/ |
Adipositas. |
Normalgewicht. |
Krebsinzidenz in Abhängigkeit von Adipositas. |
Adipositas (BMI > 35) erhöht das Endometrium-karzinom-Risiko. Effektschätzer: RR 1,85 für Adipositas.
|
Endometrium-karzinom als Subgruppe analysiert; keine Angaben zu Absolutzahlen der analysierten Studien zum Endpunkt Endometrium-karzinom; keine Angaben zu Publication Bias; keine Beurteilung der Studienqualität. |
|
Bergström 2001 |
Metaanalyse von Beobachtungs-studien; 27 Studien, davon 14 Studien zu Endometrium-karzinom-Inzidenz; 4 davon meta-analysiert. LoE 3 |
Studien zu Nieren-, Endometrium-, kolorektalem, Prostata-, Gallenblasen- und postmenopausalem Mammakarzinom in Europa. Davon 14 Studien zum Endometrium-karzinom mit 14.230 neuen Fällen pro Jahr. Summarische Angaben zur Population: Table IV und V in der Studie. |
Adipositas. |
Normalgewicht. |
Krebsinzidenz in Abhängigkeit von Adipositas. |
Adipositas ist ein Risikofaktor für Endometrium-karzinom (14 Studien). Effektschätzer: 39 % der Endometrium-karzinome sind bedingt durch Adipositas (14.230 neue Fälle pro Jahr; s. Table V in der Studie). Der durchschnittl. Zuwachs der RR für Endometrium-karzinom lag bei 1,10 per Einheit, bezogen auf steigenden BMI (95 % CI: 1,07–1,12). |
------------------------------ |
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Reeves 2011 |
Prospektive Kohortenstudie (mit Daten aus der WHI-Studie: ClinicialTrials.gov Identifier: NCT000000611) LoE 3 |
86.937 postmeno-pausale Frauen mit intaktem Uterus insgesamt. Interventionsarm: 806 Endometrium-karzinom-Fälle. Kontrollarm: 86.131 Kontrollen. |
Adipositas. |
Normalgewicht. |
Endometriumkarzinom-Inzidenz in Abhängigkeit von Übergewicht. |
Hoher BMI und erhöhte WHR (Waist-to-Hip-Ratio) sind Risikofaktoren für Endometrium-karzinom. Effektschätzer: HR 1,80: 95 % CI: 1,44–2,27 für BMI ≥ 30 versus < 25. |
------------------------------ |
3.1.8 EvT 3.16
|
Referenz |
Studientyp/ |
Untersuchte Population |
Intervention |
Kontrolle |
Untersuchte Endpunkte |
Hauptergebnisse |
Methodische Bemerkungen |
|
Win 2015 |
Systematischer Review und Metaanalyse von 16 Beobachtungs-studien LoE 3 |
Interventionsarm: 3.871 Frauen. Kontrollarm: 49.475 Frauen. |
Verwandte ersten Grades in der Familienanamnesemit Endometrium-karzinom, kolorektalem Karzinom, Mammakarzinom, Ovarial- und Zervixkarzinom. |
Keine positive Familienanamnese für die genannten Tumorentitäten. |
Endometriumkarzinom-Risiko in Abhängigkeit der Familienanamnese. |
Eine positive Familienanamnese für Endometrium-karzinom oder Kolonkarzinom erhöht das Endometrium-karzinom-Risiko. Effektschätzer: Gepoolter RR 1,82 (1,65–1,98) für Endometrium-karzinom bei betroffener Verwandter ersten Grades. |
Angabe zu Publication Bias vorhanden; Random-effects- und Fixed-effects-Modell wurden verwendet; Heterogenität zwischen den Studien und zwischen und in den Gruppen berechnet (mit I2-Statistik). |
3.2 EvT 3.17
|
Referenz |
Studientyp/ |
Untersuchte Population |
Intervention |
Kontrolle |
Untersuchte Endpunkte |
Hauptergebnisse |
Methodische Bemerkungen |
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Keum 2014 |
Metaanalyse von 20 Beobachtungs-studien (10 Kohorten-, 10 Fall-Kontroll-Studien) LoE 3 |
Exakte summarische Angaben sind nur in den Einzelstudien zu finden.
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Freizeitaktivität. Lineare und nicht-lineare Dosis-Wirkungs-Metaanalyse. |
Keine/Geringere Freizeitaktivität. |
Endometriumkarzinom-Risiko in Abhängigkeit von Freizeitaktivität. |
Es existiert eine Dosis-Wirkungs-Beziehung zwischen Freizeitaktivität und Endometrium-karzinom-Risiko: „An increase in leisure-time physical activity may continue to decrease EC risk, within the range of 0–50 MET-hour/week or 0–15 hour/week.“ Effektschätzer: RR 0,98: 95 % CI: 0,95–1,00 pro 3 Aktivitätsstunden/ |
Angaben zu Studienqualität vorhanden; Angaben zu Publication Bias vorhanden; Random-effects-Modell verwendet. |
|
Gierach 2009 |
Prospektive Kohortenstudie (innerhalb der NIH-AARP Diet and Health Study: www.dietandhealth.cancer.gov ) LoE 3 |
1. Befragung (1995–1996) zu körperlicher Aktivität von 109.621 Frauen ohne Krebs-geschehen in der Vorgeschichte; Alter: 50–71 Jahre. 2. Befragung (1996–1997) von Interventionsarm: 1.052 Fälle. Kontrollarm: n.a. |
Körperliche Aktivität. |
Geringere körperliche Aktivität. |
Endometriumkarzinom-Inzidenz. |
Körperliche Aktivität korreliert invers mit dem Endometrium-karzinom-Risiko, insbesondere bei übergewichtigen Frauen. Effektschätzer: RR 0,77: 95 % CI: 0,63-0,95 für 5 x / Woche körperliche Aktivität. |
------------------------------ |
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Moore 2010 |
Metaanalyse von prospektiven Kohortenstudien: 9 Kohortenstudien untersuchten den Einfluss von Freizeitaktivitäten, 5 den von beruflich bedingter Aktivität. 1 zusätzliche Studie (NIH-AARP Diet and Health Study mit 69.648 Frauen: www.dietandhealth.cancer.gov) LoE 3 |
2.663 Fälle (aus 3.463). Exakte Angaben zur Population sind nur in den Einzelstudien zu finden.
|
Körperliche Aktivität. |
Geringe körperliche Aktivität. |
Endometriumkarzinom-Risiko. |
Endometrium-karzinom-Risiko korreliert invers mit körperlicher Aktivität: „The totality of evidence now convincingly indicates that physical activity prevents or reduces risk of endometrial cancer.” Effektschätzer: 0,73; 95 % CI: 0,58–0,93 für hohes Aktivitätsniveau. |
Random-effects-Modell wurde verwendet. Keine Angaben zu Publication Bias. |
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Voskuil 2007 |
Metaanalyse von Kohorten- und Fall-Kontroll-Studien; 20 Studien, davon 7 Studien mit gepoolten Analyse LoE 3 |
Summarische Angaben nur in den Einzelstudien. |
Körperliche Aktivität. |
Geringe körperliche Aktivität. |
Endometriumkarzinom-Risiko. |
Physische Aktivität korreliert invers mit Endometrium-karzinom-Risiko. Effektschätzer: OR, 0,77; 95 % CI: 0,70–0,85 für starke körperliche Aktivität. |
Angaben zur Studienqualität vorhanden; Angaben zu Publication Bias vorhanden. |
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Schmid/ |
Metaanalyse von 43 Beobachtungs-studien (21 prospektiven Kohorten- und 22 Fall-Kontroll-Studien) LoE 3 |
68.936 Frauen und Männer insgesamt. Die summarischen Angaben finden sich in den Studien/Table 1. Eingeschlossene Studien: n = 8 zum Endometrium-karzinom-Risiko.
|
Hoher TV-Konsum. |
Geringer TV-Konsum. |
Risiko für Kolorektales-Karzinom, Endometriumkarzinom, Lungen-Karzinom und weitere Entitäten. |
Dauer des TV-Konsums und die Zeit, die mit anderen sitzenden Tätigkeiten verbracht wird, ist mit Endometrium-karzinom-Risiko assoziiert. Effektschätzer: Für Endometrium-karzinom: RR 1,66 (95 % CI: 1,21–2,28 für hohes Niveau an TV-Konsum. |
Angaben zu Publication Bias vorhanden; Random-effects-Modell verwendet; keine systematische Analyse der Studienqualität. |
3.2 EvT 3.18
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Referenz |
Studientyp/ |
Untersuchte Population |
Intervention |
Kontrolle |
Untersuchte Endpunkte |
Hauptergebnisse |
Methodische Bemerkungen |
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Soini 2014 |
Retrospektive Kohortenstudie LoE 2 (Vollerhebung, finnlandweit) |
93.843 LNG-IUD-Anwenderinnen (LNG-IUD: levonorgestrel-releasing intra-uterine device), davon 2.781 Endometrium-karzinom-Fälle bei 855.324 Frauenjahren. |
LNG-IUD. |
Kein LNG-IUD. |
Endometriumkarzinom-Risiko. |
LNG-IUD-Anwendung war mit einer niedrigeren Endometrium-karzinom-Inzidenz gegenüber Nicht-Anwendung assoziiert. Effektschätzer: 0,50 (95 % CI: 0,35–0,70). |
Hohe Aussagekraft durch populations-basiertes Register. |
|
Felix 2015 |
Metaanalyse von Beobachtungs-studien (18 Studien) LoE 3 |
Interventionsarm: 8.801 Frauen mit Endometrium-karzinom. Kontrollarm: 15.357 Frauen. |
Intrauterinpessar (engl. intrauterine device: IUD). |
Kein Intrauterinpessar. |
Endometriumkarzinom-Inzidenz. |
Anwenderinnen von Intrauterinpessaren haben ein geringeres Endometrium-karzinom-Risiko als Nicht-Anwenderinnen. Hier allen voran Anwenderinnen von inerten IUD, da diese seit den 1980er-Jahren angewendet wurden, was eine passende Latenzzeit für ein Endometrium-karzinom aufzeigt, ebenso scheint das Endometriumkar-zinom-Risiko bei Anwendung von Kupferspiralen verringert zu sein (statistisch hier nicht relevant). Daten für das levonor-gestrelhaltige IUD lagen hier noch nicht ausreichend vor. Effektschätzer: OR 0,81, 95 % CI: 0,74–0,90 für jemals genutzt. |
Keine Angaben zu Publication Bias, keine systematische Analyse der Studienqualität. |
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