Abgrenzung und Lesehilfe bis Quantitative Metaanalysen

Abgrenzung und Lesehilfe

Dieses Kapitel behandelt zwei Gruppen von Arbeiten: zusammenfassende Arbeiten (Metaanalysen, systematische Übersichten, Scoping-Reviews, narrative Übersichten, Kommentare) und Beobachtungsstudien am Menschen (Kohorten, nicht randomisierte Vergleichsstudien, Meldedatenauswertungen, genetische Näherungsstudien, Querschnitte, Fallberichte). Randomisierte Studien [s48, s72, s96, s112] werden hier nur erwähnt, soweit eine Metaanalyse von ihnen abhängt; ihre Einzeldarstellung gehört in ein anderes Kapitel der Gesamtstudie. Tierversuche, Zellstudien und Leitlinien sind ebenfalls nicht Gegenstand dieses Kapitels.

Zwei Eigenheiten der Literatur prägen alles Folgende. Erstens ist der Pool menschlicher Primärdaten klein: Dieselben vier bis zehn Studien tauchen in fast allen Zusammenfassungen auf. Zweitens sind die gemessenen Endpunkte überwiegend Stoffwechsel- und Hormonwerte (Gesamttestosteron, SHBG, Gonadotropine) oder Fragebogenwerte (IIEF), nicht Schwangerschaften oder Geburten. Die Zahlen unten stammen aus den Abstracts der jeweiligen Arbeit oder, wo ich den Volltext abrufen konnte (Europe PMC), aus dem Volltext; Angaben, die ich nur aus Zweitquellen kenne, sind als solche gekennzeichnet („zitiert nach“). Wo eine Arbeit in sich widersprüchlich ist, steht das ausdrücklich da. Wertungen wie „Stärke“ oder „Schwäche“ sind meine Einordnung der Methodik, keine Aussage der Autorinnen und Autoren. Dieses Kapitel gibt keine Therapieempfehlung; wo eine Arbeit eine Empfehlung ausspricht, wird sie als Aussage der Arbeit berichtet.

Abkürzungen: GLP-1-RA = GLP-1-Rezeptoragonist, KI = Konfidenzintervall, MD = mittlere Differenz, SMD = standardisierte Mittelwertdifferenz, I² = Maß für die Heterogenität zwischen Studien, GRADE = Bewertungssystem für die Sicherheit der Evidenz, TT = Gesamttestosteron, fT = freies Testosteron, SHBG = Sexualhormon-bindendes Globulin, LH = luteinisierendes Hormon, FSH = follikelstimulierendes Hormon, IIEF = International Index of Erectile Function, ED = erektile Dysfunktion, RoB 2 und ROBINS-I = Instrumente zur Bewertung des Verzerrungsrisikos randomisierter beziehungsweise nicht randomisierter Studien, NOS = Newcastle-Ottawa-Skala.

Überlappung der Studienpools: Wer fasst welche Primärstudie zusammen?

Die vier quantitativen Metaanalysen zu Hormonen und Erektionsfunktion [s62, s57, s24, s63] beruhen auf kleinen, sich überschneidenden Studienmengen. Die folgende Tabelle ist aus den Studientabellen der Volltexte zusammengestellt; Studien, die nicht in der Gesamtstudie als eigene Quelle geführt werden, sind ohne Quellenkennung genannt.

Das hat drei Folgen. Erstens sind die Ergebnisse der Metaanalysen nicht unabhängig voneinander; dass vier Arbeiten in dieselbe Richtung zeigen, ist keine vierfache Bestätigung. Zweitens hängen die Hormon-Ergebnisse stark an vier Studien aus Italien [s88, s121, s73, s54], die überwiegend retrospektiv oder nicht randomisiert sind (siehe Abschnitt Beobachtungsstudien). Drittens entscheidet die Auswahl über die statistische Signifikanz: Ezici und Kollegen [s47] kamen mit einem anderen Pool von vier Studien zu einem nicht signifikanten Ergebnis, Mirghani und Kollegen [s24] mit sieben Studien zu einem signifikanten. Eine eigenständige Tabelle für Ezici lässt sich nicht erstellen, weil das Abstract die Einzelstudien nicht nennt.

Quantitative Metaanalysen

Salvio und Kollegen 2025 (Italien): Hodenfunktion unter GLP-1-RA [s62]

Publikation. Salvio G, Ciarloni A, Ambo N et al., Andrology 2025 (italienische Arbeitsgruppe). Systematische Übersicht mit Metaanalyse, nach PRISMA, bei PROSPERO registriert (CRD42024497949). Abstract und Volltext abgerufen.

Design und Methodik. Suche in Scopus, PubMed und EMBASE von Juni bis August 2024, ohne Sprachbeschränkung. Eingeschlossen wurden randomisierte Studien sowie prospektive und retrospektive Kohortenstudien an übergewichtigen oder adipösen Männern, die GLP-1-RA erhielten; als Vergleich dienten dieselben Männer vor der Behandlung oder unbehandelte Kontrollen (Männer unter anderen Wirkstoffen wurden als „unbehandelt“ gewertet). Aus 1502 Treffern (929 nach Entfernen von 573 Dubletten) blieben 18 Volltexte und sieben Studien. Die Verzerrung wurde mit der Newcastle-Ottawa-Skala bewertet (drei Studien „gut“, eine „ausreichend“, zwei „schlecht“; die einarmige Studie [s104] konnte nicht bewertet werden). Es wurden SMD mit 95-%-KI berechnet; bei I² über 50 % wurde ein Modell mit zufälligen Effekten verwendet. Zusätzlich gab es Funnel-Plots, Egger-Test, Auslassanalysen, Subgruppenanalysen (andere Antidiabetika gegen Hormontherapie als Kontrolle) und univariate Metaregression.

Population. Sieben Studien: eine randomisierte offene Studie [s112], drei retrospektive und zwei prospektive Kohorten (darunter die einarmige Kohorte [s104]); Dauer 3 bis 12 Monate. Die Tabelle 1 des Volltextes nennt als Gesamtstichproben 176, 43, 108, 51, 71, 30 und 110, zusammen 589, davon behandelt 90, 26, 63, 51, 30, 15 und 35, zusammen 310. Das Abstract nennt dagegen n = 680. Die Differenz lässt sich aus den veröffentlichten Angaben nicht auflösen; möglicherweise sind Kontrollpersonen in die Abstract-Zahl eingerechnet, das steht aber nirgends. Samenparameter erfassten nur zwei Studien sehr unterschiedlichen Designs, nämlich die Teilstudie von Andersen und Kollegen [s96] und die Catania-Studie [s88]; sie wurden deshalb nicht gepoolt und nur erzählend dargestellt.

Ergebnisse, Vorher-Nachher-Analyse (SMD, 95-%-KI).

Die Einheit „ng/ml“, die das Abstract an die standardisierte Differenz hängt, ist nicht deutbar; standardisierte Differenzen haben keine Einheit. Der Egger-Test ergab für FSH einen Hinweis auf Publikationsverzerrung (p = 0,017), für die übrigen Endpunkte nicht (p zwischen 0,14 und 0,42). Als Nebenergebnisse sanken das Körpergewicht im Mittel um 8,54 kg, der BMI um 2,16 kg/m², der Taillenumfang um 7,78 cm und der HbA1c um 1,15 %. Die Metaregression ergab, dass die Testosteronänderung mit der prozentualen Gewichtsänderung (Koeffizient −0,339; KI −0,501 bis −0,177) und der BMI-Änderung (−0,293; KI −0,433 bis −0,152) zusammenhing, nicht aber mit der Änderung des Taillenumfangs oder des HbA1c; der SHBG-Anstieg hing dagegen mit der HbA1c-Änderung zusammen (−0,507; KI −0,693 bis −0,322), nicht mit dem Gewicht.

Vergleich mit Kontrollen. Gegenüber Kontrollen war der Testosteronanstieg größer (SMD 0,79; KI 0,12 bis 1,47; I² = 84 %); die Subgruppenanalyse zeigte aber, dass der Unterschied nur gegenüber anderen Antidiabetika bestand, nicht gegenüber einer Hormontherapie. fT und SHBG unterschieden sich nicht von den Kontrollen. LH (SMD 4,24; KI 2,15 bis 6,33; I² = 98 %) und FSH (SMD 4,68; KI 1,58 bis 7,77; I² = 98 %) waren höher als in den Kontrollgruppen, aber nur im Vergleich zur Hormontherapie, unter der Gonadotropine erwartungsgemäß unterdrückt werden. Der IIEF stieg stärker als in den Kontrollen (SMD 1,46; KI 0,75 bis 2,16; I² = 78 %; ohne Giagulli 2020: 1,16; KI 0,57 bis 1,75; I² = 66 %), wobei keine der Studien eine Hormontherapie als Vergleich hatte.

Stärken. Registriertes Protokoll, drei Datenbanken ohne Sprachgrenze, zwei unabhängige Bearbeiter, Auslass-, Subgruppen- und Metaregressionsanalysen, offene Darstellung der Heterogenität, vorsichtige Schlussfolgerung.

Schwächen. Hohe Heterogenität bei fast jedem Endpunkt (I² 78 bis 98 %). Die Autoren benennen selbst, dass La Vignera 2023 die Hauptquelle der Heterogenität ist, dass diese Studie als „schlecht“ bewertet wurde (4 von 9 Punkten) und dass der LH- und FSH-Anstieg wesentlich von ihr abhängt. Die Mehrzahl der Studien ist beobachtend, nicht randomisiert. Fünf Studien enthielten nur Männer mit Typ-2-Diabetes unter Metformin als Vergleich und keinen gewichtssenkenden Vergleich; der Gewichtsverlust war bei diabetischen Männern geringer. In einer Studie [s117] war der Vergleichswirkstoff ein Sulfonylharnstoff (Glimepirid), der das Gewicht erhöhen kann, was den Unterschied zugunsten der GLP-1-RA vergrößern könnte (Einschätzung der Autoren). In Tabelle 1 wird das Liraglutid der Catania-Studie als „3 mg/Woche (Gruppe A)“ geführt; die Originalarbeit beschreibt 3 mg täglich in Gruppe B [s88]; das ist ein Übertragungsfehler ohne Folgen für die Rechnung, aber ein Hinweis auf die Sorgfalt der Datenaufbereitung. Der Abstract-Wert n = 680 ist, wie oben beschrieben, nicht nachvollziehbar.

Einordnung. Die Autoren schließen, GLP-1-RA könnten bei funktionellem Hypogonadismus mit Übergewicht eine Rolle spielen, aber die Gesamtwirkung auf Testosteron sei „statistisch signifikant, aber bescheiden“, besonders nach Herausnahme der heterogenitätstreibenden Studien; die Literatur erlaube nicht, eine direkte Wirkung auf die Hodenfunktion nachzuweisen. Dass der Testosteronanstieg mit dem Gewichtsverlust zusammenhängt, aber nicht mit dem HbA1c, spricht für einen überwiegend über das Gewicht vermittelten Zusammenhang, beweist ihn aber nicht (Metaregression über sechs bis sieben Studien, keine individuellen Daten).

Orra und Kollegen 2025: Testosteron unter GLP-1-RA [s57]

Publikation. Orra SH, Martinez JVN, Porto BC et al., BMC Urology 2025. Systematische Übersicht mit Metaanalyse; PROSPERO CRD420251012733. Abstract und Volltext abgerufen.

Design und Methodik. Suche in MEDLINE, Embase, Scopus, Cochrane CENTRAL und Google Scholar bis Dezember 2024 (aus 1129 Treffern vier eingeschlossene Arbeiten). Eingeschlossen werden sollten randomisierte und nicht randomisierte Studien an Männern mit funktionellem Hypogonadismus bei Adipositas oder Typ-2-Diabetes. Primärer Endpunkt war das Gesamttestosteron vor und nach GLP-1-RA; sekundär bioverfügbares und freies Testosteron, SHBG und HbA1c. Gepoolt wurden rohe Mittelwertdifferenzen (alle Studien meldeten Testosteron in ng/dl) mit zufälligen Effekten; die Verzerrung wurde mit RoB 2 beziehungsweise ROBINS-I bewertet. Eine Heterogenitätsschwelle von I² ab 30 % wurde als erheblich definiert.

Population. Vier Studien: Giagulli 2015 (Liraglutid, 12 Monate, in zwei Gruppen) [s121], Jensterle 2019 (Liraglutid, 16 Wochen) [s112], Graybill (Exenatid, 6 Monate) [s104] und La Vignera 2023 (Liraglutid, 4 Monate) [s88]. Im Text stehen „219 Patienten vor und 216 nach der Behandlung“ und an anderer Stelle „435 Teilnehmer“. Summiert man die Gruppengrößen der Tabelle 1 (30, 13, 15, 51, 35 vor und 30, 10, 15, 51, 35 nach Behandlung), ergeben sich 144 beziehungsweise 141 Männer; keine der genannten Zahlen stimmt damit überein (eigene Rechnung aus der Tabelle, nicht aus dem Text).

Ergebnisse (Mittelwertdifferenz, 95-%-KI). Gesamttestosteron: MD −129,96 ng/dl (KI −220,44 bis −39,48; p = 0,005; I² = 97 %). Das negative Vorzeichen folgt der Anordnung „vorher minus nachher“; gemeint ist ein Anstieg unter der Behandlung. Dieser Hauptendpunkt steht im Volltext, nicht im Abstract. Bioverfügbares Testosteron: MD −57,18 (KI −87,60 bis −26,76; p < 0,001; I² = 86 %). Freies Testosteron: MD −1,62 (KI −3,25 bis 0,01; p = 0,051; I² = 96 %). SHBG: MD −6,62 (KI −14,95 bis 1,72; p = 0,120; I² = 99 %). HbA1c: MD 0,79 (KI 0,58 bis 1,00; p < 0,001; I² = 0 %). Auslassanalysen und Baujat-Diagramme verringerten die Heterogenität nicht nennenswert; als Haupttreiber wurde La Vignera 2023 identifiziert. Bei bioverfügbarem Testosteron fehlten zwei Studien, bei freiem Testosteron zwei, bei SHBG eine.

Verzerrungsbewertung. La Vignera 2023 wurde mit ROBINS-I als „geringes Risiko“ bewertet, Giagulli und Graybill als „moderates Risiko“, die randomisierte Studie [s112] mit RoB 2 als „gewisse Bedenken“. Dass ausgerechnet die Catania-Studie hier als Studie mit geringem Verzerrungsrisiko erscheint, während Salvio und Kollegen sie mit 4 von 9 NOS-Punkten als „schlecht“ einstufen [s62], zeigt, wie stark die Bewertung vom Instrument und von den Bearbeitern abhängt.

Stärken. Registriertes Protokoll, mehrere Datenbanken, zwei unabhängige Bearbeiter, Auslass- und Baujat-Analyse, offene Benennung von Grenzen.

Schwächen. (1) Mit vier Studien und je nach Zählung 141 bis 435 Männern ist die Basis sehr klein, und die Zahlen im Text sind nicht stimmig. (2) Fast alle Endpunkte haben I² über 85 %; die Auslassanalyse klärte die Heterogenität nicht. (3) Die Methodik beschreibt Randomisierte und andere Studien, enthält aber Satzteile, die offenkundig aus einer anderen Arbeit stammen (die Datenextraktion nennt „Methenamin-Dosierung“ und „welches Antibiotikum“). (4) Die Literaturangaben im Text sind teilweise falsch datiert (die Jensterle-Studie wird als 2016, die Catania-Studie als 2017 zitiert). (5) Die Kohorte von Graybill ist einarmig; ein Pooling von Vorher-Nachher-Werten über unterschiedlich lange Behandlungsdauer (16 Wochen bis 12 Monate) ist nur eingeschränkt aussagekräftig. (6) Die Tabelle führt für La Vignera 2023 „9 Wochen“ Anwendungsdauer, während die Originalarbeit vier Monate beschreibt [s88]. (7) In Giagulli 2015 erhielten alle Männer Testosteronersatz, sodass der Testosteronwert dort nicht allein die Wirkung der GLP-1-RA abbildet [s121].

Einordnung. Die Autoren folgern, GLP-1-RA schienen bioverfügbares Testosteron zu erhöhen und den HbA1c zu senken; freies Testosteron und SHBG blieben unklar. Der bei Abstract-Lektüre sichtbare Befund (bioverfügbares Testosteron) ist ein Nebenendpunkt; der Hauptendpunkt hat mit I² = 97 % und rohen, nicht standardisierten Differenzen über Studien mit sehr verschiedenen Ausgangswerten (von etwa 140 bis 334 ng/dl) wenig Aussagekraft über die Größe eines Effekts. Das Ergebnis stützt eine Richtung, keine Größenordnung.

Mirghani und AlQurashi 2026 (Saudi-Arabien): GLP-1-RA und Impotenz [s24]

Publikation. Mirghani HO, AlQurashi AM, World Journal of Methodology 2026. Metaanalyse; Abstract und Volltext abgerufen.

Design und Methodik. Suche in PubMed, Google Scholar und Web of Science, nur englischsprachige Arbeiten, ohne Zeitgrenze nach unten. Aus 172 Treffern blieben nach Entfernen der Dubletten 63; zwölf Volltexte wurden gesichtet, sieben eingeschlossen. Kontinuierliche Daten wurden als Mittelwertdifferenz mit 95-%-KI in einem Modell mit zufälligen Effekten (RevMan 5.4) zusammengefasst, das Verzerrungsrisiko mit der Newcastle-Ottawa-Skala (Werte 6 bis 8), die Sicherheit der Evidenz mit GRADE bewertet. Der Suchzeitraum wird im Abstract als „November und Dezember 2026“ angegeben, an anderer Stelle des Volltextes als 2025; die Jahresangabe ist in der Arbeit selbst uneinheitlich.

Population. Die Studientabelle des Volltextes führt Defeudis (Italien, prospektiv, 48 Monate; 20 gegen 51), Giagulli (Liraglutid, retrospektiv, 12 Monate; 30 gegen 16), Giagulli (Dulaglutid; 14 gegen 14), Giagulli (Liraglutid gegen Metformin; 16 gegen 16), La Vignera (Tirzepatid, Pilotstudie, 8 Wochen; 28 gegen 30) [s54], Lengsfeld (gesunde Männer, 4 Wochen Dulaglutid gegen Placebo; 12 gegen 12) [s72] und Lisco (12 Monate; 63 gegen 45) [s73]. Der Ergebnisteil nennt 183 Männer unter GLP-1-RA und 184 Kontrollen, zusammen 367. Das Abstract nennt dagegen „237 Männer“. Diese Zahl entspricht der Summe der Sensitivitätsanalyse (111 plus 126), nicht der Hauptanalyse. Sechs der sieben Einträge stammen aus Italien, einer aus der Schweiz; keiner kommt aus dem arabischen Raum.

Ergebnisse (Mittelwertdifferenz GLP-1-RA gegen Kontrolle, 95-%-KI).

Die GRADE-Bewertung lautet für alle bewerteten Endpunkte „sehr niedrig“ (ernstes Verzerrungsrisiko, ernste Inkonsistenz).

Stärken. Offene Darstellung der Heterogenität, Sensitivitätsanalyse, GRADE-Tabelle; nach Angabe der Autoren die größte Zahl einbezogener Studien unter den bisherigen Metaanalysen zum Thema.

Schwächen. (1) Der Titel spricht von Impotenz; Samenparameter wurden nicht untersucht, die Arbeit sagt also nichts über Spermienqualität. (2) Gepoolt wurden rohe Mittelwertdifferenzen von Hormonwerten in unterschiedlichen Größenordnungen: Die Tabelle des Volltextes nennt für Gesamttestosteron Werte wie 430,8, 259 und 140 neben 19,7 (Lengsfeld), ohne Einheiten. Eine gepoolte Differenz von 73,04 ohne Einheit ist nicht deutbar. (3) I² von 86 bis 99 % zeigt, dass die Studien nicht vergleichbar sind. (4) Beim freien Testosteron steht im Text „kein signifikanter Unterschied“ (p = 0,08), obwohl das Konfidenzintervall 0,01 bis 0,14 die Null nicht einschließt; beim FSH wird p = 0,05 bei einer Untergrenze von 0,01 als signifikant gewertet. Die Angaben sind in sich nicht stimmig. (5) Vier Studien sind retrospektiv, eine ist eine Pilotstudie, nur eine hat einen Placebovergleich. (6) Die beiden Giagulli-Einträge derselben Arbeit tragen in Tabelle 1 identische Ausgangs- und Endwerte der Metformin-Vergleichsgruppe (15,7 ± 1,7 und 15,1 ± 1,1); ob dieselbe Gruppe doppelt in die Metaanalyse einging, geht aus dem Text nicht hervor. (7) Der Erektionswert wurde auch über Studien gemittelt, in denen ein Teil der Männer Testosteron erhielt (siehe die Subgruppenanalyse bei Yang B. [s63]).

Einordnung. Die Autoren schließen, GLP-1-RA seien mit einer deutlichen Verbesserung der Erektionsfunktion verbunden und „sollten bei Patienten mit ED und kardiovaskulären Risikofaktoren erwogen werden“; zugleich nennen sie die Evidenz „schwach“ und fordern größere randomisierte Studien. Die erste Aussage ist eine Wertung der Autoren; sie geht über das hinaus, was eine „sehr niedrige“ GRADE-Sicherheit trägt, und wird hier nicht als Empfehlung übernommen. Festzuhalten ist, dass die Richtung (höherer Erektionswert) in allen Pools gleich ist, die Größe aber zwischen den Arbeiten schwankt.

Ezici und Kollegen 2025, Kongressabstract: Erektionsfunktion und Testosteron [s47]

Publikation. Ezici A, Ramadan S, Bardawil E et al., Journal of the Endocrine Society 2025 (Kongressabstract); PROSPERO CRD42025640594. Nur Abstract.

Design und Population. Metaanalyse von vier Studien (eine randomisierte, eine prospektive, zwei retrospektive) mit 396 Teilnehmern (199 GLP-1-RA, 197 Kontrolle).

Ergebnisse. IIEF-5: mittlere Differenz 2,84 (95-%-KI −2,89 bis 8,57), nicht signifikant; Gesamttestosteron: 53,37 ng/dl (KI −32,6 bis 139,34), nicht signifikant.

Einordnung. Die Studie widerspricht in der Signifikanz den Ergebnissen von Salvio [s62] und Mirghani [s24] und zeigt, wie sehr das Ergebnis vom Studienpool abhängt. Der Punktschätzer des IIEF (2,84) liegt in derselben Größenordnung wie bei Mirghani (2,73), das Konfidenzintervall ist aber sehr breit. Schwächen: ein Kongressabstract ohne Angabe der Einzelstudien, ohne Heterogenität, ohne Einheit und Methodik der Hormonwerte; eine inhaltliche Prüfung ist nicht möglich.

Yang B. und Kollegen 2025 (China): Antidiabetika und erektile Dysfunktion [s63]

Publikation. Yang B, Cheng H, Hu Y et al., Diabetes, Metabolic Syndrome and Obesity 2025; Affiliated Hospital of Southwest Medical University, Luzhou. Systematische Übersicht mit Metaanalyse nach PRISMA; Abstract und Volltext abgerufen.

Design und Methodik. Suche in PubMed, Embase und Cochrane Library. Aus 3906 Treffern wurden 734 Dubletten entfernt, 3139 Artikel nach Titel und Abstract ausgeschlossen und 30 Volltexte geprüft; ausgeschlossen wurden dabei 16 reine Tierstudien, 12 Studien ohne IIEF-Wert, eine ohne Gruppenwerte und eine mit abweichender Gruppierung. Eingeschlossen wurden drei Kohortenstudien. Zusammenfassung der IIEF-Werte mit zufälligen Effekten (Review Manager 5.4.1), Subgruppen nach BMI und nach Testosteron-Begleittherapie, Sensitivitätsanalyse mit Stata 15.1; Qualität nach Newcastle-Ottawa-Skala (alle drei mit 6 bis 8 von 9 Punkten).

Population. Drei Kohorten (Defeudis; Giagulli 2015 [s121]; Lisco [s73]) mit 314 Teilnehmern, von denen 209 in die Auswertung eingingen; mittleres Alter 52,7 bis 64,1 Jahre; Nachbeobachtung 4 Jahre, 2 Jahre und 1 Jahr. Vergleich: bei Defeudis GLP-1-RA gegen Metformin, bei Giagulli GLP-1-RA zusätzlich zu Testosteron und Metformin gegen Testosteron plus Metformin, bei Lisco GLP-1-RA als Zusatz zu Metformin gegen Metformin. Die Studientabelle führt die Giagulli-Studie als „Kanada“, obwohl dieselbe Studie bei Salvio und Mirghani als italienisch geführt wird [s62, s24]; ein Fehler in der Tabelle ist wahrscheinlich, eine Auflösung aus den Quellen nicht möglich.

Ergebnisse. GLP-1-RA waren Metformin bei der Verbesserung des IIEF überlegen (Z = 2,41; p = 0,02; I² = 90 %). Im Abstract stehen nur Z- und p-Werte, keine gepoolte Differenz. In der Subgruppe mit BMI über 30 war der Effekt stärker (Z = 2,26; p = 0,02; I² = 95 %). Schließt man die Giagulli-Studie mit Testosteron-Begleittherapie aus, sinkt die Heterogenität auf I² = 0 %, und die gepoolte Differenz der beiden verbleibenden Studien beträgt 2,16 IIEF-Punkte (KI 1,64 bis 2,68; p < 0,00001). Das Auslassen jeweils einer Studie änderte das Gesamtergebnis nicht grundlegend. Außerhalb der Metaanalyse beschreibt die Übersicht Insulin, Metformin, Sulfonylharnstoffe, Thiazolidindione, Acarbose und SGLT-2-Hemmer erzählend; zu GLP-1-RA zitiert sie eine explorative Auswertung der REWIND-Studie, nach der Dulaglutid die Häufigkeit von ED senken könnte (HR 0,92; KI 0,85 bis 0,99; p = 0,021; zitiert nach [s63], die Originalarbeit liegt der Gesamtstudie nicht als Quelle vor).

Stärken. Transparentes PRISMA-Vorgehen, Subgruppen- und Sensitivitätsanalyse, nachvollziehbare Ausschlussgründe, erzählende Einordnung weiterer Wirkstoffklassen.

Schwächen. Nur drei Studien, mit I² = 90 % in der Hauptanalyse. Die Ablaufzahlen sind in sich nicht ganz stimmig: 3906 Treffer minus 734 Dubletten minus 3139 ausgeschlossene Artikel ergeben 33 Volltexte, der Abstract nennt 30 geprüfte Volltexte, aus denen drei Studien ausgewählt wurden, und die Ausschlussgründe summieren sich auf 30 (16 + 12 + 1 + 1). Der Abstract nennt einen Z-Wert ohne Effektgröße. Die Abgrenzung zwischen der Wirkung der GLP-1-RA und der des Testosterons (in einer Studie in beiden Armen gegeben) ist nur über eine Subgruppe von zwei Studien möglich; der BMI-Befund beruht ebenfalls auf einer Subgruppenanalyse über drei Studien auf Studienebene, nicht auf Teilnehmerebene, sodass eine Verzerrung durch weitere Studienmerkmale (Land, Alter, Dauer) möglich ist.

Einordnung. Die Arbeit liefert einen Vergleich für ED bei Diabetes (GLP-1-RA gegen Metformin), keinen für Hormone oder Fertilität. Die Richtung stimmt mit Mirghani [s24] und Salvio [s62] überein, deren Pools sich mit diesem überschneiden.

Yang L. und Kollegen 2026 (China): Netzwerk-Metaanalyse zu funktionellem Hypogonadismus bei Adipositas [s36]

Publikation. Yang L, He X, Wang S et al., Journal of Sexual Medicine 2026; Sichuan Academy of Medical Sciences. Nur Abstract; ein Volltext war nicht abrufbar.

Design und Methodik. Systematische Übersicht mit frequentistischer Netzwerk-Metaanalyse. Suche in PubMed, Embase, Web of Science und Cochrane Library bis April 2026. Eingeschlossen wurden randomisierte Studien zu strukturierter Lebensstiltherapie, Testosteronersatz (TRT), Therapie zur Wiederherstellung der körpereigenen Testosteronbildung (ETR), GLP-1-basierter Therapie oder TRT plus Lebensstiltherapie. Verzerrungsrisiko mit RoB 2, Sicherheit der Evidenz mit CINeMA.

Population. 23 randomisierte Studien mit 1899 erwachsenen Männern mit adipositasbedingtem funktionellem Hypogonadismus.

Ergebnisse (gegenüber üblicher Versorgung oder Placebo). Gesamttestosteron: TRT plus Lebensstil MD 7,19 (KI 1,18 bis 13,21), ETR 4,14 (KI 0,74 bis 7,54), TRT 2,53 (KI 0,26 bis 4,81). IIEF: TRT plus Lebensstil MD 1,29 (KI 0,07 bis 2,50). Keine Maßnahme senkte den HbA1c signifikant. TRT senkte den Taillenumfang und erhöhte die fettfreie Masse, aber auch den Hämatokrit; ETR und TRT plus Lebensstil erhöhten die fettfreie Masse. Unterschiede bei unerwünschten Ereignissen wurden nicht festgestellt. Sensitivitäts- und Direktvergleichsanalysen stützten die Richtung. Die Sicherheit der Evidenz war bei vielen Vergleichen niedrig oder sehr niedrig.

Was das Abstract nicht enthält. Für den GLP-1-Arm nennt das Abstract keine Effektgröße. GLP-1-basierte Therapie gehört nicht zu den im Abstract genannten Maßnahmen mit signifikantem Testosteronanstieg; ob dies einen fehlenden Effekt oder nur fehlende Berichterstattung bedeutet, lässt sich nicht erkennen. Auch die Einheit der Mittelwertdifferenz und die Zahl der Studien mit GLP-1-Arm fehlen.

Stärken. Ausschließlich randomisierte Studien, standardisierte Bewertungsinstrumente, mehrere Endpunkte (Hormon, Sexualfunktion, Körperzusammensetzung, Sicherheit).

Schwächen. Die Autoren selbst weisen auf Unterschiede in Teilnehmermerkmalen, Protokollen und Nachbeobachtung hin und lehnen eine endgültige Rangfolge ab. Indirekte Vergleiche über ein Netzwerk heterogener Studien sind mit Unsicherheit behaftet. Spermienparameter gehören nicht zu den im Abstract genannten Endpunkten.

Einordnung. Die Arbeit ist die einzige der betrachteten Zusammenfassungen, die ausschließlich randomisierte Studien einschließt und GLP-1-basierte Therapie mit Testosteronersatz und Lebensstil in einem Netzwerk vergleicht. Für die Frage dieser Gesamtstudie bleibt sie mangels bezifferten GLP-1-Ergebnisses ohne verwertbaren Beitrag; dafür müsste der Volltext herangezogen werden.

Peel und Kollegen 2026: Adipositasinterventionen und männliche Fertilität [s28]

Publikation. Peel A, Lyons H, Tully CA et al., Human Reproduction Update 2026. Systematische Übersicht mit Metaanalyse; PROSPERO CRD42022349665; Abstract und Volltext abgerufen.

Design und Methodik. Suche (6. Dezember 2023, aktualisiert bis 30. November 2024) in PubMed, Embase, Cochrane CENTRAL, Web of Science und Scopus; nur englischsprachige Arbeiten. Eingeschlossen wurden Männer von 18 bis 50 Jahren mit BMI ab 25 kg/m², die eine Gewichtsintervention (Lebensstil, bariatrische Chirurgie oder Arzneimittel) erhielten und deren Fertilitätsmaße (Samenanalyse, Konzeption, assistierte Reproduktion) vor und nach der Maßnahme erhoben wurden; Tierstudien, Kongressabstracts und frühere Metaanalysen wurden ausgeschlossen. Von 23 673 Treffern (10 315 Dubletten) wurden 58 Volltexte geprüft und 32 Studien eingeschlossen. Es folgten Metaanalysen bei mindestens zwei vergleichbaren Studien, Metaregression bei mindestens fünf; Bewertung mit JBI-Checklisten, RoB 2 und GRADE.

Ergebnisse zu Arzneimitteln. Pharmakotherapie wurde in fünf Studien (insgesamt 119 Patienten) untersucht, nämlich zu Metformin und Liraglutid. Zu Liraglutid gab es drei Arbeiten. Erstens die Catania-Studie [s88]: 35 Männer unter Liraglutid, Konzentration 6 auf 16 Mio./ml (p < 0,05), progressive Motilität 14 auf 35 % (die Originalarbeit nennt für die Motilität 34 %), Normalformen 4 auf 10 % (p < 0,05). Zweitens die beiden Liraglutid-Untergruppen der Teilstudie von Andersen und Kollegen [s96]: sieben Männer unter Liraglutid und 13 unter Liraglutid plus Training, jeweils 52 Wochen, keine Änderung von Volumen oder Konzentration. Drittens der Fallbericht von Fontoura und Kollegen [s123]: ein Mann mit Adipositas und einem Gewicht von 100 kg; schrittweise Azoospermie etwa fünf Monate nach Beginn von 0,6 mg Liraglutid täglich; nach dem Absetzen in den folgenden fünf Monaten teilweise Erholung der Konzentration; Normalformen 8 % am Anfang gegen 2,5 % fünf Monate nach dem Absetzen; ICSI fünf Monate nach dem Absetzen mit erfolgreicher Zwillingsschwangerschaft. Die einzige Metaanalyse zu Liraglutid fasste die beiden Untergruppen von Andersen (7 und 13 Männer) und die Catania-Gruppe (35 Männer) zusammen (n = 55): Spermienkonzentration MD 0,58 Mio./ml (95-%-KI −24,76 bis 25,91; p = 0,96; I² = 38,1 %), Sicherheit der Evidenz nach GRADE „sehr niedrig“. Das Abstract schließt: Es lägen zu wenige Daten vor, um klare Schlüsse zu den Wirkungen dieser Wirkstoffe auf Fertilitätsendpunkte zu ziehen.

Weitere Ergebnisse. Randomisierte Studien über alle Maßnahmen zeigten keine Unterschiede der Samenparameter zwischen Kontroll- und Interventionsarmen, wobei die kleine Fallzahl die Deutbarkeit begrenzt. Lebensstilinterventionen (zehn Studien, davon fünf randomisiert): Normalformen +0,59 % (KI 0,23 bis 0,94) und progressive Motilität +10,56 % (KI 8,97 bis 12,15) im Modell mit festen Effekten. Bariatrische Chirurgie (18 Studien): keine klinisch relevanten Änderungen der Samenparameter oder des DNA-Schadens. Die Sicherheit der Evidenz war überwiegend niedrig; zu Konzeption und assistierter Reproduktion lagen über alle Maßnahmen hinweg kaum Daten vor.

Stärken. Registrierung, fünf Datenbanken, große Suchbasis, Trennung nach Maßnahmenart, deutliche Benennung der Wissenslücken (wenige randomisierte Studien, kaum Konzeptionsendpunkte, begrenzte Daten zu GLP-1-RA).

Schwächen. Für GLP-1-RA gibt es nur Liraglutid und in der Metaanalyse 55 Männer ohne unabhängige Kontrollgruppe. Die Arbeit weist selbst darauf hin, dass in der Teilstudie von Andersen dem Arzneimittel eine achtwöchige Diät mit starkem Gewichtsverlust vorausging, was die Wirkung von Liraglutid allein verdeckt. Wegen der Altersgrenze (unter 50 Jahre) wurde die Semaglutid-Studie von Gregorič (13 Männer von 46 bis 60 Jahren) [s48] ausgeschlossen; sie wird nur im Text erwähnt. Es sind nur englischsprachige Arbeiten eingeschlossen. Im Text finden sich Unstimmigkeiten: Der Ergebnisteil beschreibt die Liraglutid-Metaanalyse als Modell mit zufälligen Effekten ohne Änderung, die Diskussion spricht von einem „geringen positiven Effekt“ von Liraglutid auf die Spermienkonzentration im Modell mit festen Effekten; und das Konfidenzintervall 1,22 bis 3,18 wird dem Faktor 1,71 der Konzentration zugeordnet, während die Originalarbeit 1,15 bis 2,55 für die Konzentration und 1,22 bis 3,18 für die Spermienzahl (Faktor 1,97) nennt [s96]. Der Fallbericht wird in der Arbeit mit „n = 56“ geführt, ein offenkundiger Tippfehler.

Einordnung. Die Arbeit ist die sorgfältigste der hier betrachteten Zusammenfassungen zu Gewichtsinterventionen und Fertilität und zeigt, dass für Arzneimittel (und damit für GLP-1-RA) die Datenlage für Fertilitätsendpunkte nicht ausreicht. Sie widerspricht den hormonellen Befunden anderer Arbeiten nicht, denn sie untersucht Samenparameter und nicht Testosteron. Die Aussage zu Lebensstil (kleine, aber messbare Verbesserungen schon bei geringem Gewichtsverlust) ist für die Frage dieser Studie relevant, weil sie zeigt, dass Gewichtsverlust allein Samenparameter verändern kann; das erschwert die Zuschreibung eines Samenbefunds an das Medikament.