Vitamin D3

Was diesem Stoff zugesprochen wird

Was die Studien hergeben.

Jede Zuschreibung hat ihre eigene Bewertung. So liest Du die Studienlage.

1. 01

   Aufnahme und Verwertung von Calcium und Phosphor

   Behördlich gesichert
   Einordnung und Einschränkungen

   Zugelassene Angabe nach Verordnung (EU) Nr. 432/2012 auf Grundlage einer abgeschlossenen EFSA-Bewertung (EFSA Journal 2009;7(9):1227). Voraussetzung ist nach dem Anhang der Verordnung (EG) Nr. 1924/2006, dass das Produkt mindestens eine signifikante Menge Vitamin D liefert, das sind 15 Prozent des Nährstoffbezugswerts von 5 Mikrogramm pro Tag, also 0,75 Mikrogramm pro Tagesportion. Für Nahrungsergänzungsmittel wird diese Menge nach Artikel 8 der Richtlinie 2002/46/EG als Prozentsatz des Referenzwerts auf dem Etikett angegeben, der Referenzwert selbst steht im Anhang der Verordnung (EU) Nr. 1169/2011

   Quellen: 1, 2, 3, 4

2. 02

   Normaler Calciumspiegel im Blut

   Behördlich gesichert
   Einordnung und Einschränkungen

   Zugelassene Angabe nach Verordnung (EU) Nr. 432/2012, dieselbe Mindestmenge wie bei der vorigen Zeile

   Quellen: 1

3. 03

   Erhaltung normaler Knochen

   Behördlich gesichert
   Einordnung und Einschränkungen

   Zugelassene Angabe nach Verordnung (EU) Nr. 432/2012, dieselbe Mindestmenge wie oben

   Quellen: 1

4. 04

   Erhaltung normaler Muskelfunktion

   Behördlich gesichert
   Einordnung und Einschränkungen

   Zugelassene Angabe nach Verordnung (EU) Nr. 432/2012, dieselbe Mindestmenge wie oben

   Quellen: 1

5. 05

   Erhaltung normaler Zähne

   Behördlich gesichert
   Einordnung und Einschränkungen

   Zugelassene Angabe nach Verordnung (EU) Nr. 432/2012, dieselbe Mindestmenge wie oben

   Quellen: 1

6. 06

   Normale Funktion des Immunsystems

   Behördlich gesichert
   Einordnung und Einschränkungen

   Zugelassene Angabe nach Verordnung (EU) Nr. 432/2012, dieselbe Mindestmenge wie oben

   Quellen: 1

7. 07

   Funktion bei der Zellteilung

   Behördlich gesichert
   Einordnung und Einschränkungen

   Zugelassene Angabe nach Verordnung (EU) Nr. 432/2012, dieselbe Mindestmenge wie oben

   Quellen: 1

8. 08

   Sturzgefahr bei Männern und Frauen ab 60 Jahren, als zugelassener Risikofaktor

   Behördlich gesichert
   Einordnung und Einschränkungen

   Eigene Angabenkategorie nach Artikel 14 Absatz 1 Buchstabe a der Verordnung (EG) Nr. 1924/2006, zur Verringerung eines Krankheitsrisikos, zugelassen durch Verordnung (EU) Nr. 1228/2014 auf Grundlage einer EFSA-Stellungnahme von 2011. Der zugelassene Wortlaut lautet, Vitamin D trägt dazu bei, die durch posturale Instabilität und Muskelschwäche bedingte Sturzgefahr zu verringern, Stürze sind bei Männern und Frauen ab 60 Jahren ein Risikofaktor für Knochenbrüche. Bedingung ist mindestens 15 Mikrogramm Vitamin D je angegebener Portion, die Angabe ist auf Nahrungsergänzungsmittel und auf diese Altersgruppe beschränkt, und die Verbraucher sind darüber zu unterrichten, dass sich die positive Wirkung erst bei einer täglichen Gesamtaufnahme von 20 Mikrogramm Vitamin D aus allen Quellen einstellt

   Quellen: 2, 5

9. 09

   Frakturhäufigkeit und Knochenmineraldichte bei Erwachsenen ohne gezielte Mangelauswahl, ohne Effekt

   Nicht bestätigt
   Einordnung und Einschränkungen

   Eine systematische Übersicht und Meta-Analyse aus 81 randomisierten Studien an Erwachsenen (älter als 18 Jahre, nicht 18 Jahre Studiendauer) mit 53537 Teilnehmenden fand, verglichen mit Placebo, unbehandelter Kontrolle oder niedrigerer Vitamin-D-Dosis, keinen Effekt auf Gesamtfrakturen (relatives Risiko 1,00, 95-Prozent-Konfidenzintervall 0,93 bis 1,07, 36 Studien, n gleich 44790), Hüftfrakturen (RR 1,11, CI 0,97 bis 1,26, 20 Studien, n gleich 36655) oder Knochenmineraldichte an fünf Messorten (Gruppenunterschied minus 0,16 bis plus 0,76 Prozent über 1 bis 5 Jahre). Eine Trial Sequential Analysis der Autoren schließt für Gesamtfrakturen eine Risikosenkung um 5 Prozent oder mehr und für Stürze um 7,5 Prozent oder mehr verlässlich aus, für Hüftfrakturen liegt der Schätzwert an der Grenze zur Unschärfe, ein erhöhtes Risiko schließen die Autoren selbst nicht sicher aus. Hohe und niedrige Dosen unterschieden sich in Untergruppenanalysen nicht, auch nicht oberhalb von 800 Internationalen Einheiten täglich [7]. Eine randomisierte, doppelblinde, placebokontrollierte Zusatzstudie zur VITAL-Studie an 25871 Erwachsenen (Männer ab 50, Frauen ab 55 Jahren, nicht nach Vitamin-D-Mangel oder geringer Knochendichte ausgewählt) fand unter täglich 2000 Internationalen Einheiten Vitamin D3 über median 5,3 Jahre, verglichen mit Placebo, ebenfalls keinen Effekt auf Gesamtfrakturen (Hazard Ratio 0,98, CI 0,89 bis 1,08), nicht vertebrale Frakturen (HR 0,97, CI 0,87 bis 1,07) oder Hüftfrakturen (HR 1,01, CI 0,70 bis 1,47). 42,6 Prozent der Teilnehmenden nahmen zu Studienbeginn bereits ein eigenes Vitamin-D-Präparat außerhalb der Studie ein, die Studie prüft in diesen Fällen eine zusätzliche Gabe obendrauf. Der mittlere Ausgangsspiegel lag bei 30,7 ng/ml, nur 2,4 Prozent der Teilnehmenden (401 Personen) hatten einen Spiegel unter 12 ng/ml. In explorativen, nicht als primäre Fragestellung vorab festgelegten Analysen zeigte sich für keinen der geprüften Ausgangsspiegel-Schwellenwerte (unter 12, unter 20, unter 30 oder ab 50 ng/ml) ein signifikanter Unterschied zwischen den Gruppen. Die Autoren selbst schreiben, die meisten Teilnehmenden hätten den für die Knochengesundheit nötigen Spiegel wahrscheinlich schon vor Studienbeginn erreicht, eine gezielte Prüfung an einer überwiegend mangelversorgten Bevölkerung war mit diesem Design nicht möglich [8]. Die Volltext-Diskussion dieser Studie verweist selbst auf zwei weitere große Studien mit demselben Nullbefund, die deshalb für diesen Eintrag nachgeholt wurden. Die randomisierte, doppelblinde, placebokontrollierte ViDA-Studie an 5110 Erwachsenen in Neuseeland erhielt eine Aufsättigungsdosis von 200000 Internationalen Einheiten Cholecalciferol, gefolgt von monatlich 100000 Internationalen Einheiten, mittlere Behandlungsdauer 3,4 Jahre (SD 0,4), laut PubMed-Erfassung ohne hinterlegte Interessenkonflikt-Angabe. Sie fand keinen Effekt auf nicht-vertebrale Frakturen (Hazard Ratio 1,19, CI 0,94 bis 1,50, adjustiert), bei einem mittleren Ausgangsspiegel von 63 nmol/l (30 Prozent der Teilnehmenden unter 50 nmol/l) [23]. Die randomisierte, doppelblinde, placebokontrollierte, 2x2x2-faktorielle DO-HEALTH-Studie an 2157 Erwachsenen ab 70 Jahren fand unter täglich 2000 Internationalen Einheiten Vitamin D3 über 3 Jahre, verglichen mit keiner Vitamin-D-Gabe (unabhängig von Omega-3- und Trainingsarm), ebenfalls keinen Effekt auf nicht-vertebrale Frakturen (Inzidenzratenverhältnis 1,03, 99-Prozent-Konfidenzintervall 0,75 bis 1,43, p gleich 0,79). Anders als bei VITAL ist das hier keine gut versorgte Population, der mittlere Ausgangsspiegel lag bei 22,4 ng/ml (SD 8,4) und 40,7 Prozent der Teilnehmenden (872 von 2140) hatten zu Studienbeginn einen Mangel unter 20 ng/ml. Eine vorab geplante Untergruppenanalyse nach genau dieser Mangelgrenze war für DO-HEALTH vorgesehen, wegen der Zahl der Endpunkte aber ausdrücklich auf die zwei Endpunkte mit den stärksten Effekten (Blutdruck und Infekte) beschränkt und im Volltext nur als Verweis auf ein Zusatzmaterial (eFigure 2B in Supplement 2) ausgewiesen, ohne die Zahlen selbst zu nennen, für Frakturen liegt keine solche Untergruppenanalyse vor. Die vier Autorinnen und Autoren mit den umfangreichsten Interessenerklärungen dieses Eintrags stammen aus dieser Studie, Bischoff-Ferrari meldet Zuwendungen ohne finanziellen Wert von Roche Diagnostics sowie Fördermittel von Pfizer und Vifor und persönliche Honorare von Wild, Sandoz, Pfizer, Vifor, Mylan, Roche Diagnostics und Meda Pharma, Vellas meldet Fördermittel und Honorare von Nestlé sowie Fördermittel von DSL, Rizzoli meldet Honorare von Abiogen, Danone, Echolight, EMF, ObsEva, Pfizer und Theramex, da Silva meldet Honorare von Forum D und öffentliches Engagement für das Thema Vitamin D [22]. Schwerer wiegt der Förderhinweis der Studie selbst, DO-HEALTH wurde neben dem Siebten Forschungsrahmenprogramm der Europäischen Kommission und der Universität Zürich auch von DSM Nutritional Products, Roche, NESTEC, Pfizer und Streuli finanziert, und im Mitarbeiterverzeichnis der Arbeit stehen Beschäftigte von DSM Nutritional Products, Nestlé Health Science und Roche Diagnostics. Die Arbeit hält fest, die Geldgeber hätten keinen Einfluss auf Anlage, Durchführung, Auswertung oder Veröffentlichung gehabt. Diese Bindung gilt für alle drei Zeilen dieses Eintrags, die DO-HEALTH zitieren

   Quellen: 7, 8, 22, 23

10. 10

    Tatsächliche Sturzhäufigkeit bei regelmäßiger (täglicher bis monatlicher) Einnahme, ohne Effekt in der Gesamtgruppe, jenseits der zugelassenen Risikofaktor-Angabe

    Nicht bestätigt
    Einordnung und Einschränkungen

    Die Meta-Analyse aus 81 Studien fand für Stürze, verglichen mit Placebo oder Kontrolle, in 37 Studien mit 34144 Teilnehmenden keinen Effekt (relatives Risiko 0,97, 95-Prozent-Konfidenzintervall 0,93 bis 1,02), eine Trial Sequential Analysis schließt für diesen Endpunkt eine Risikosenkung um 7,5 Prozent oder mehr verlässlich aus. Die eingeschlossenen Studien verteilen sich dabei nicht überwiegend auf tägliche Einnahme, der Anhang der Übersicht (Tabelle e13) weist für den Sturzendpunkt 18 Studien mit täglicher und 18 Studien mit intermittierender Gabe aus, also etwa hälftig. In genau dieser vorab festgelegten Untergruppe nach Einnahmerhythmus fanden sich unter täglicher Gabe weniger Stürze (relatives Risiko 0,92, 95-Prozent-Konfidenzintervall 0,87 bis 0,98), unter intermittierender Gabe nicht (RR 1,01, CI 0,95 bis 1,07). Der zugehörige Test auf Untergruppenunterschied fiel nicht signifikant aus, die Arbeit hält selbst fest, dass von 36 Untergruppenanalysen zu Frakturen und Stürzen nur eine einzige signifikant war und diese die Studiengröße betraf. Der Wert für die tägliche Gabe ist damit ein Anhaltspunkt und kein gesicherter Effekt, er gehört aber genannt, weil er in dieselbe Richtung zeigt wie die zugelassene Risikofaktor-Angabe oben [7]. Als aktuellere, gezielte Nachrecherche zu diesem Feld bestätigt eine randomisierte, doppelblinde, placebokontrollierte Studie an 21315 Australierinnen und Australiern im Alter von 60 bis 84 Jahren diesen Nullbefund für ein monatliches Dosierschema, unter monatlich 60000 Internationalen Einheiten Cholecalciferol über im Mittel 4,3 Jahre fand sich, verglichen mit Placebo, kein Effekt auf das Sturzrisiko im Vormonat (Odds Ratio 1,02, CI 0,95 bis 1,10). Eine vorab nicht als Hauptfrage festgelegte Wechselwirkung mit dem Body-Mass-Index fiel jedoch auf, bei einem BMI unter 25 kg pro Quadratmeter war das Sturzrisiko unter Vitamin D erhöht (OR 1,25, CI 1,09 bis 1,43), bei einem BMI ab 25 kg pro Quadratmeter nicht (OR 0,95, CI 0,87 bis 1,04) [20]. Die zur Fraktur-Zeile nachgeholte ViDA-Studie bestätigt den Nullbefund für ein weiteres monatliches Bolus-Schema (nach einer Aufsättigungsdosis von 200000 Internationalen Einheiten), unter monatlich 100000 Internationalen Einheiten Cholecalciferol über im Mittel 3,4 Jahre fand sich, verglichen mit Placebo, ebenfalls kein Effekt auf das Sturzrisiko (adjustierte Hazard Ratio 0,99, CI 0,92 bis 1,07) [23]. Zu beiden monatlichen Bolus-Studien gilt ein gemeinsamer Vorbehalt, der Volltext der VITAL-Fraktur-Zusatzstudie hält zur Begründung möglicher abweichender Ergebnisse bei Bolusgabe ausdrücklich fest, Bolusgaben führten nachweislich zu einer nichtphysiologischen Schwankungsbreite der 25-Hydroxyvitamin-D-Blutspiegel, ein Vorbehalt, der für beide hier berichteten monatlichen Schemata gilt, nicht für die tägliche Einnahme [8]. Siehe zur gegenteiligen Zeile unten, die dort beschriebene Einzelstudie mit jährlicher Hochdosis [9] ist in dieser Übersicht enthalten, der Anhang führt sie in der Aufstellung der Studien zum Sturzendpunkt (Tabelle e8) auf, beide Zeilen stützen sich also nicht auf getrennte Studienbestände

    Quellen: 7, 20, 23

11. 11

    Stürze und Frakturen unter einer einzelnen jährlichen Hochdosis, erhöht

    Hinweise
    Einordnung und Einschränkungen

    Eine randomisierte, doppelblinde, placebokontrollierte Studie an 2256 Frauen ab 70 Jahren, laut Studientext ausgewählt, weil sie als Personen mit hohem Frakturrisiko galten, fand unter einer einzelnen jährlichen Hochdosis von 500000 Internationalen Einheiten Cholecalciferol im Herbst oder Winter über 3 bis 5 Jahre, verglichen mit Placebo, mehr Stürze (83,4 gegenüber 72,7 pro 100 Personenjahre, Inzidenzratenverhältnis 1,15, CI 1,02 bis 1,30, p gleich 0,03) und mehr Frakturen (Inzidenzratenverhältnis 1,26, CI 1,00 bis 1,59, p gleich 0,047). Bei den Frakturen liegt die untere Grenze des Konfidenzintervalls exakt bei 1,00 und der p-Wert nahe an der üblichen Schwelle, dieser Teilbefund ist damit knapper als der Sturzbefund selbst. Der Ausgangsspiegel lag in einer Teilstichprobe von 137 Personen im Median bei 49 nmol/l, weniger als 3 Prozent dieser Teilstichprobe hatten einen Wert unter 25 nmol/l, ein Mangel lag zu Studienbeginn also überwiegend nicht vor. In einer nicht vorab als Hauptfrage festgelegten, laut Studientext post-hoc durchgeführten Zeitverlaufsanalyse zeigte sich der Anstieg der Sturzrate vor allem in den ersten 3 Monaten nach der Gabe. Dies ist der einzige randomisierte Schadensbefund in diesem Eintrag, siehe auch Abschnitt Sicherheit. Der plausibelste Unterschied zur oben genannten Nullbefund-Zeile ist das Dosierschema, eine seltene sehr hohe Einzeldosis statt einer regelmäßigen moderaten Dosis, nicht der Ausgangsspiegel, der in beiden Fällen überwiegend ausreichend war. Eine gezielte Suche nach einer neueren Studie mit demselben jährlichen Einzeldosis-Schema blieb ohne passenden Treffer, die oben in der Nullbefund-Zeile ergänzte neuere Studie [20] prüfte ein monatliches, nicht ein jährliches Schema. Diese Studie steht zudem nicht außerhalb der oben genannten Übersicht [7], sie ist dort in der Auswertung zum Sturzendpunkt enthalten, und die vorab festgelegte Untergruppe aller 18 Studien mit intermittierender Gabe zeigt keinen Anstieg der Stürze (relatives Risiko 1,01, 95-Prozent-Konfidenzintervall 0,95 bis 1,07) und keinen der Hüftfrakturen (RR 1,15, CI 0,96 bis 1,38, 8 Studien). Der Schadensbefund bleibt damit ein Einzelstudienbefund, der sich in der gepoolten Auswertung desselben Dosierungstyps nicht wiederholt, deshalb steht diese Zeile auf Hinweise und nicht mehr auf Belegt

    Quellen: 9

12. 12

    Häufigkeit akuter Atemwegsinfekte bei üblicher täglicher Dosis

    Belegt
    Einordnung und Einschränkungen

    Eine Meta-Analyse aggregierter Daten aus 46 randomisierten, doppelblinden Studien mit 75541 Teilnehmenden (0 bis 95 Jahre) fand, verglichen mit Placebo, eine niedrigere Rate an mindestens einer akuten Atemwegsinfektion (61,3 gegenüber 62,3 Prozent der Teilnehmenden, Odds Ratio 0,92, 95-Prozent-Konfidenzintervall 0,86 bis 0,99, 37 Studien). In begleitenden Untergruppenanalysen fiel der Effekt unterschiedlich groß aus, bei täglicher Einnahme (OR 0,78, CI 0,65 bis 0,94, 19 Studien), bei einer Tagesdosis von 400 bis 1000 Internationalen Einheiten (OR 0,70, CI 0,55 bis 0,89, 10 Studien), bei einer Studiendauer bis 12 Monaten (OR 0,82, CI 0,72 bis 0,93, 29 Studien) und bei Studieneintritt im Alter von 1 bis 15,99 Jahren, der stärksten Untergruppe (OR 0,71, CI 0,57 bis 0,90, 15 Studien). Ein formaler Interaktionstest fand für keine dieser vier Untergruppierungen (Dosis, Einnahmehäufigkeit, Studiendauer, Alter) einen statistisch gesicherten Unterschied zum Gesamteffekt, die einzelnen Werte sind Anhaltspunkte, keine bestätigten Effektmodifikatoren. Auch für den Ausgangsspiegel an 25-Hydroxyvitamin D fand sich in keiner der dafür gebildeten Untergruppen ein eigenständig signifikanter Effekt [10]. Eine ältere, kleinere Individualdaten-Metaanalyse aus 25 Studien mit 10933 Teilnehmenden hatte 2017 einen Gesamteffekt von OR 0,88 (CI 0,81 bis 0,96) gefunden, mit einem stärkeren Effekt bei täglicher oder wöchentlicher Gabe ohne zusätzliche Bolusdosis (OR 0,81, CI 0,72 bis 0,91) als bei einer oder mehreren Bolusgaben (OR 0,97, CI 0,86 bis 1,10, p für Interaktion gleich 0,05), und, innerhalb der täglich oder wöchentlich behandelten Teilnehmenden, mit einem stärkeren Effekt bei einem Ausgangsspiegel unter 25 nmol/l (OR 0,30, CI 0,17 bis 0,53) als bei einem Ausgangsspiegel ab 25 nmol/l (OR 0,75, CI 0,60 bis 0,95, p für Interaktion gleich 0,006) [11]. Diese Abhängigkeit vom Ausgangsspiegel bestätigte sich in der späteren, rund siebenmal größeren Arbeit nicht mehr [10]. Zur Herstellernähe, in der größeren, neueren Arbeit [10] erklärt der leitende Autor Zuwendungen mehrerer Hersteller, unter anderem von Pharma Nord und DSM Nutritional Products, sowie von der Fischer Family Trust, der AIM Foundation, Cytoplan und Thornton & Ross, eine Mitautorin wurde nach Abschluss ihrer eigenen, in die Übersicht eingeschlossenen Studie Angestellte bei GSK Canada. Laut den Autorenaffiliationen dieser Arbeit ist ein weiterer Mitautor am FANCL Research Institute der FANCL Corporation tätig, das ist eine Instituts- und Arbeitgeberangabe im Autorenverzeichnis, keine erklärte Interessenbindung. Die kleinere, ältere Arbeit [11] erklärt dagegen ausdrücklich, dass kein Autor in den vorangegangenen drei Jahren eine finanzielle Beziehung zu einer Organisation mit Interesse am Thema hatte. Die zur Fraktur-Zeile nachgeholte DO-HEALTH-Studie an Erwachsenen ab 70 Jahren (mittlerer Ausgangsspiegel 22,4 ng/ml, 40,7 Prozent mit einem Mangel unter 20 ng/ml, keine gut versorgte Population, siehe Fraktur-Zeile), außerhalb beider Übersichten, fand unter täglich 2000 Internationalen Einheiten Vitamin D3 über 3 Jahre für alle Infektionen zusammengenommen keinen signifikanten Effekt (Inzidenzratenverhältnis 0,95, 99-Prozent-Konfidenzintervall 0,84 bis 1,08, p gleich 0,33). Der Studientext beschreibt ausdrücklich als post-hoc-Entscheidung, wegen der geringen Teilnehmerzahl über 85 Jahren nur die Altersgruppen 70 bis 74 und ab 75 Jahre getrennt auszuwerten, nicht als vorab festgelegte Hauptfrage. Erst diese Untergruppenanalyse nach Alter zeigte einen Effekt bei den jüngsten Teilnehmenden der Studie (Inzidenzratenverhältnis 0,84, 99-Prozent-Konfidenzintervall 0,71 bis 0,99, p gleich 0,007), nicht in den älteren Untergruppen. Das passt zu der oben beschriebenen, stärksten Untergruppe der großen Übersicht bei Studieneintritt im Kindes- und Jugendalter und stützt insgesamt das Bild, dass der Effekt mit zunehmendem Alter der Studienpopulation abnimmt [22]. Zum Verhältnis der beiden Übersichten zueinander, die größere Arbeit [10] bezeichnet sich selbst als Aktualisierung der kleineren von 2017 [11] und trägt denselben leitenden Autor, beide sind deshalb ein Bestand und keine zwei unabhängigen Bestätigungen, die Stufe dieser Zeile ruht auf der größeren Auswertung. Zur Firmenbindung der ergänzend zitierten DO-HEALTH-Studie siehe die Fraktur-Zeile

    Quellen: 10, 11, 22

13. 13

    Depressive Symptome bei bereits bestehender depressiver Symptomatik, kurzfristig

    Hinweise
    Einordnung und Einschränkungen

    Eine Dosis-Wirkungs-Meta-Analyse aus 31 randomisierten Studien mit 24189 Teilnehmenden fand, verglichen mit Placebo, je 1000 Internationale Einheiten Vitamin D3 täglich eine geringe Verringerung depressiver Symptome bei Menschen mit und ohne bestehende Symptomatik zusammengenommen (standardisierte Mittelwertdifferenz minus 0,32, 95-Prozent-Konfidenzintervall minus 0,43 bis minus 0,22), deutlich stärker in der Untergruppe mit bereits bestehenden depressiven Symptomen (SMD minus 0,57, CI minus 0,69 bis minus 0,44, 15 Studien). Der Effekt zeigte sich bei einer Studiendauer bis 24 Wochen, bereits bei 24 bis 52 Wochen und danach nicht mehr, siehe die eigene Zeile zur Vorbeugung [12]. Eine zweite Meta-Analyse aus 18 randomisierten Studien an Erwachsenen mit ärztlich diagnostizierter Depression fand eine Verringerung depressiver Symptome nur bei einem Ausgangsspiegel an 25-Hydroxyvitamin D über 50 nmol/l (SMD minus 0,38, CI minus 0,68 bis minus 0,08), nicht bei niedrigerem Ausgangsspiegel [13], ihr Gesamteffekt über alle 18 Studien fiel mit SMD minus 0,15 (CI minus 0,26 bis minus 0,04) deutlich kleiner aus als der oben genannte. Die beiden Übersichten sind kein doppelter Beleg, ein Abgleich der Literaturverzeichnisse zeigt, dass mindestens 11 der 18 Primärstudien der kleineren Arbeit [13] auch in den 31 Studien der größeren [12] stecken (unter anderem Alavi 2019, Choukri 2018, Dean 2011, Frandsen 2014, Hansen 2019, Jorde 2008, Kaviani 2020, Marsh 2017, Okereke 2020, Sepehrmanesh 2016 und Yosaee 2020), sie werten also weitgehend denselben Bestand mit unterschiedlichem Zuschnitt aus. Der Volltext der Dosis-Wirkungs-Meta-Analyse [12] führt zusätzlich eine eigene Untergruppierung nach dokumentiertem Vitamin-D-Mangel der eingeschlossenen Studien, mit einem signifikanten Unterschied zwischen den Untergruppen (p kleiner 0,001). Studien an Menschen mit nachgewiesenem Mangel fanden einen kleinen Effekt (SMD minus 0,26, CI minus 0,42 bis minus 0,10, 17 Studien), Studien ohne nachgewiesenen Mangel laut der im Volltext abgedruckten Tabelle keinen (SMD 0,10, CI minus 0,28 bis 0,08, 6 Studien); der Punktschätzer 0,10 liegt hier außerhalb des eigenen Konfidenzintervalls, das nur negative bis leicht positive Werte umfasst, das ist mit hoher Wahrscheinlichkeit ein Vorzeichenfehler der Quelle (vermutlich minus 0,10 gemeint), dieser Eintrag übernimmt die Zahl wie gedruckt, wertet sie aber als wahrscheinlichen Fehler der Quelle, nicht als inhaltliche Aussage zur Richtung des Effekts. Studien mit gemischter oder nicht eindeutig berichteter Mangellage fanden den größten Effekt (SMD minus 0,91, CI minus 1,29 bis minus 0,52, 8 Studien), das widerspricht der einfachen Erwartung "mehr Mangel gleich mehr Wirkung" und wird von den Autoren nicht erklärt. Dieselbe Arbeit modelliert zudem eine Dosis-Wirkungs-Kurve mit dem größten geschätzten Effekt bei 8000 Internationalen Einheiten täglich (SMD minus 2,04, CI minus 3,77 bis minus 0,31, diese Zahl steht bereits im Abstract), eine im Vergleich zu allen anderen hier zitierten Effektgrößen ungewöhnlich große und zugleich extrem unscharfe Schätzung, die auf wenigen Studien in diesem Dosisbereich beruhen dürfte und für niedrigere Dosen ohnehin nicht repräsentativ ist, sie wird deshalb hier nicht als eigener Befund gewertet, nur als Hinweis auf die Unsicherheit der Extrapolation zu hohen Dosen. Wichtig zur Einordnung dieser Kurve, der Dosis-Wirkungs-Trend insgesamt ist statistisch gesichert (p kleiner 0,001), eine Nichtlinearität der Kurve selbst prüft die Arbeit gesondert und findet dafür keinen gesicherten Beleg (p für Nichtlinearität gleich 0,208), der Verlauf könnte also ebenso gut linear sein, die oben genannte Spitze bei 8000 Internationalen Einheiten ist damit noch unsicherer als eine gesicherte Kurvenform vermuten ließe

    Quellen: 12, 13

14. 14

    Depressive Symptome bei Menschen ohne bestehende Symptome, über mehrere Jahre, ohne Effekt

    Nicht bestätigt
    Einordnung und Einschränkungen

    In derselben Dosis-Wirkungs-Meta-Analyse verschwand der Effekt bereits bei einer Studiendauer von 24 bis 52 Wochen (SMD minus 0,13, CI minus 0,28 bis 0,02, 5 Studien) und blieb bei einer Studiendauer über 52 Wochen ebenfalls aus (SMD 0,14, CI minus 0,16 bis 0,44, 3 Studien), der Effekt ist also nicht erst nach 52, sondern schon ab etwa 24 Wochen nicht mehr nachweisbar [12]. Die bislang größte und am längsten laufende Präventionsstudie zu dieser Frage, eine randomisierte, doppelblinde, placebokontrollierte Zusatzstudie zur VITAL-Studie an 18353 Erwachsenen ab 50 Jahren ohne aktuell bestehende depressive Symptome, fand unter täglich 2000 Internationalen Einheiten Vitamin D3 über median 5,3 Jahre, verglichen mit Placebo, keinen Unterschied beim Auftreten von Depression oder klinisch relevanten depressiven Symptomen (Hazard Ratio 0,97, CI 0,87 bis 1,09) und keine Veränderung der Stimmungswerte (mittlere Differenz 0,01 Punkte auf einer Skala von 0 bis 24 Punkten, CI minus 0,04 bis 0,05, bei einer von den Autoren als klinisch bedeutsam festgelegten Mindestdifferenz von 0,5 Punkten). 42,6 Prozent der Teilnehmenden nahmen zu Studienbeginn bereits ein eigenes Vitamin-D-Präparat außerhalb der Studie ein, der mittlere Ausgangsspiegel lag bei 30,8 ng/ml. Die Autoren schreiben selbst, dieser Ausgangsspiegel liege bereits an der Schwelle, ab der ein zusätzlicher Nutzen erwartet wird, was die Aussagekraft für eine allgemeine, nicht gezielt mangelversorgte Bevölkerung einschränkt, siehe auch die Fraktur-Zeile zum selben Punkt. Das Studienpräparat wurde von Pharmavite LLC gestellt, mehrere Autorinnen und Autoren melden eigene Zuwendungen (unter anderem Buchtantiemen, Honorare und, bei einer Autorin, die Mitgliedschaft ihres Ehepartners im wissenschaftlichen Beirat von Pharmavite sowie persönliche Zahlungen von Pharmavite), die Studie selbst wurde überwiegend über die National Institutes of Health öffentlich finanziert [14]. Diese Studie ist zugleich eine der 31 Primärstudien der oben genannten Dosis-Wirkungs-Meta-Analyse [12], die beiden Quellen dieser Zeile sind also kein doppelter Beleg, sondern ein Bestand

    Quellen: 12, 14

15. 15

    Systolischer Blutdruck

    Hinweise
    Einordnung und Einschränkungen

    Eine 2026 veröffentlichte Meta-Analyse aus 45 randomisierten Studien fand in der Primäranalyse, verglichen mit Placebo, eine Senkung des systolischen Blutdrucks um 2,79 mmHg (95-Prozent-Konfidenzintervall minus 4,65 bis minus 0,94, erhebliche Heterogenität, I-Quadrat 82,6 Prozent), stärker bei Teilnehmenden ab 55 Jahren (minus 3,15 mmHg, CI minus 3,98 bis minus 2,32) als bei jüngeren. Für LDL-Cholesterin, Nüchternblutzucker, HbA1c, Gesamtcholesterin, HDL-Cholesterin, Triglyzeride und BMI fand dieselbe Primäranalyse dagegen keinen signifikanten Effekt (unter anderem LDL p gleich 0,089, Nüchternblutzucker p gleich 0,099, HbA1c p gleich 0,816), bei den meisten dieser Endpunkte ebenfalls mit erheblicher Heterogenität (I-Quadrat überwiegend über 75 Prozent). Erst in Sensitivitätsanalysen, in denen einzelne als einflussreich identifizierte Studien mit hohem Verzerrungsrisiko ausgeschlossen wurden, wurden die Effekte auf LDL, Nüchternblutzucker und HbA1c statistisch signifikant (unter anderem Nüchternblutzucker minus 0,110 mmol/l, CI minus 0,185 bis minus 0,036, nach Ausschluss einer Studie, HbA1c minus 0,164 Prozent, CI minus 0,322 bis minus 0,006, nach Ausschluss einer weiteren Studie), für SBP wurde keine solche Sensitivitätsprüfung nötig, da die Primäranalyse dort bereits signifikant war. Zum Ausgangsspiegel, die meisten eingeschlossenen Studien berichteten einen mittleren Ausgangsspiegel an 25-Hydroxyvitamin D unter 50 nmol/l, ein Hinweis auf eine überwiegend nicht ausreichend versorgte Studienpopulation. Eine vorab geplante Untergruppenanalyse nach diesem Ausgangsspiegel fand für Nüchternblutzucker und HbA1c einen signifikanten Effekt in der Untergruppe mit einem Spiegel unter 50 nmol/l, nicht aber in der besser versorgten Untergruppe, für den systolischen Blutdruck selbst zeigte diese Untergruppierung nach Ausgangsspiegel dagegen keinen signifikanten Unterschied, dort war stattdessen das Alter der ausschlaggebende Faktor. Die eingeschlossenen Studien stammten überwiegend an Menschen mit bestehenden Erkrankungen (unter anderem Herz-Kreislauf-Erkrankungen, Diabetes, Bluthochdruck, Übergewicht, polyzystisches Ovarialsyndrom, chronische Nierenerkrankung) und prüften Dosen von 20 bis 100000 Internationalen Einheiten, verabreicht täglich, wöchentlich oder als Bolusdosis. Die Autoren selbst bewerten die klinische Bedeutung der gefundenen Effekte als unsicher, die Arbeit meldet keinen Interessenkonflikt und wurde von der Hashemite University finanziert [15]. Außerhalb dieser Übersicht fand die randomisierte, placebokontrollierte DO-HEALTH-Studie an über 70-Jährigen (mittlerer Ausgangsspiegel 22,4 ng/ml, 40,7 Prozent mit einem Mangel unter 20 ng/ml, siehe Fraktur-Zeile) unter täglich 2000 Internationalen Einheiten Vitamin D3 über 3 Jahre keinen signifikanten Effekt auf den systolischen Blutdruck (Unterschied minus 0,8 mmHg, 99-Prozent-Konfidenzintervall minus 2,1 bis 0,5, p gleich 0,13), eine deutlich kleinere und statistisch nicht gesicherte Größenordnung als der oben genannte Übersichts-Befund, an einer Studienpopulation, die in der Übersicht nicht enthalten ist. Der Blutdruck gehörte zu den beiden einzigen Endpunkten, für die DO-HEALTH eine vorab geplante Untergruppenanalyse nach Ausgangsspiegel-Mangel (unter oder ab 20 ng/ml) vorsah, die zugehörigen Zahlen stehen aber nur in einem Zusatzmaterial (eFigure 2B in Supplement 2) und lagen für diesen Eintrag nicht vor [22]. Blutdruck ist ein Surrogatparameter, kein Ereignis, siehe dazu die eigene Zeile zu kardiovaskulären Ereignissen

    Quellen: 15, 22

16. 16

    Kardiovaskuläre Ereignisse (Herzinfarkt, Schlaganfall, kardiovaskulärer Tod), ohne Effekt

    Nicht bestätigt
    Einordnung und Einschränkungen

    Die VITAL-Studie, eine randomisierte, doppelblinde, placebokontrollierte Studie an 25871 Erwachsenen (Männer ab 50, Frauen ab 55 Jahren, nicht nach Vitamin-D-Mangel ausgewählt, 42,6 Prozent nahmen zu Studienbeginn bereits ein eigenes Vitamin-D-Präparat außerhalb der Studie ein), fand unter täglich 2000 Internationalen Einheiten Vitamin D3 über median 5,3 Jahre, verglichen mit Placebo, keinen statistisch signifikanten Unterschied bei schweren kardiovaskulären Ereignissen, zusammengesetzt aus Herzinfarkt, Schlaganfall oder Tod aus kardiovaskulärer Ursache (Hazard Ratio 0,97, 95-Prozent-Konfidenzintervall 0,85 bis 1,12). Das Intervall schließt lediglich einen Anstieg um mehr als 12 Prozent aus, nach unten reicht es bis zu einer Senkung um 15 Prozent, das ist die Größenordnung, in der zugelassene Präventionstherapien wirken. Weder ein Nutzen dieser Größenordnung noch ein kleiner bis mäßiger Schaden lassen sich aus diesen Daten ausschließen. Die drei Einzelkomponenten waren einzeln betrachtet ähnlich unentschieden, Herzinfarkt (HR 0,96, CI 0,78 bis 1,19), Schlaganfall (HR 0,95, CI 0,76 bis 1,20) und kardiovaskulärer Tod (HR 1,11, CI 0,88 bis 1,40). Eine erweiterte Definition kardiovaskulärer Ereignisse zeigte ebenfalls keinen Unterschied (HR 0,96, CI 0,86 bis 1,08). Der Volltext der Studie berichtet dazu eine eigene Untergruppentabelle nach Ausgangsspiegel an 25-Hydroxyvitamin D, bei einem Spiegel unter 20 ng/ml (n gleich 2001) lag die Hazard Ratio für schwere kardiovaskuläre Ereignisse bei 1,09 (CI 0,68 bis 1,76), bei einem Spiegel ab 20 ng/ml (n gleich 13786) bei 1,00 (CI 0,83 bis 1,21), p für Interaktion gleich 0,75, kein signifikanter Unterschied zwischen den Untergruppen. Dieselbe Tabelle führt für die Gesamtinzidenz invasiver Krebserkrankungen (nicht Krebssterblichkeit, dazu die eigene Zeile unten) ebenfalls keinen Unterschied nach Ausgangsspiegel (unter 20 ng/ml HR 0,97, CI 0,68 bis 1,39, ab 20 ng/ml HR 0,98, CI 0,86 bis 1,12, p für Interaktion gleich 0,99). Zum Vergleich, bei den oben beschriebenen Gesamtfrakturen schließt eine Trial Sequential Analysis [7] verlässlich eine Risikosenkung um 5 Prozent oder mehr aus, bei Stürzen um 7,5 Prozent oder mehr, hier ist ein vergleichbarer Ausschluss nicht möglich, die Unschärfe ist deutlich größer

    Quellen: 16

17. 17

    Auftreten von Autoimmunerkrankungen

    Hinweise
    Einordnung und Einschränkungen

    Eine Zusatzauswertung derselben VITAL-Studie erfasste über median 5,3 Jahre ärztlich bestätigte, neu aufgetretene Autoimmunerkrankungen (unter anderem rheumatoide Arthritis, Polymyalgia rheumatica, Autoimmun-Schilddrüsenerkrankungen, Psoriasis) bei 25871 Erwachsenen. Unter täglich 2000 Internationalen Einheiten Vitamin D3, verglichen mit Placebo, erkrankten weniger Teilnehmende (123 gegenüber 155 Fälle, Hazard Ratio 0,78, 95-Prozent-Konfidenzintervall 0,61 bis 0,99, p gleich 0,05). Der p-Wert liegt exakt an der üblichen Signifikanzschwelle und die obere Grenze des Konfidenzintervalls reicht fast bis zur Null, der Befund ist damit knapp und nicht robust. Eine vorab festgelegte Untergruppenanalyse fand einen stärkeren Zusammenhang bei niedrigerem Body-Mass-Index (p für Interaktion gleich 0,02), ein ähnliches Muster wie die oben unter Stürzen beschriebene, ebenfalls nicht vorab als Hauptfrage festgelegte BMI-Wechselwirkung bei der D-Health-Studie, in beiden Fällen an derselben Vitamin-D-Form, aber unterschiedlichen Endpunkten und Dosierschemata, eine gemeinsame Erklärung dafür liegt für diesen Eintrag nicht vor. Diese Zusatzauswertung war öffentlich finanziert, ihre Autoren geben keine eigenen Interessenkonflikte an [17]

    Quellen: 17

18. 18

    Gesamtmortalität, in älterer Übersicht gesenkt (nur Vitamin D3), in zwei neueren Einzelstudien ohne Effekt

    Hinweise
    Einordnung und Einschränkungen

    Eine Cochrane-Übersicht und Meta-Analyse aus 159 identifizierten randomisierten Studien, von denen 56 mit 95286 Teilnehmenden (überwiegend Frauen über 70 Jahre, gewichtete mittlere Einnahmedauer 4,4 Jahre) verwertbare Mortalitätsdaten lieferten, fand für Vitamin D3, verglichen mit Placebo oder keiner Behandlung, eine Verringerung der Gesamtmortalität (relatives Risiko 0,94, 95-Prozent-Konfidenzintervall 0,91 bis 0,98, p gleich 0,002, 38 Studien mit 75927 Teilnehmenden). Eine Trial Sequential Analysis der Autoren unterstützt diesen Befund, die kumulative Z-Kurve überschreitet die Grenze für einen gesicherten Nutzen, umgerechnet müssten laut Abstract 150 Menschen über 5 Jahre behandelt werden, um einen zusätzlichen Todesfall zu verhindern. Die Übersicht stuft die Qualität dieses Befundes selbst als moderat ein (GRADE, um eine Stufe herabgesetzt wegen des Risikos einer Verzerrung durch Studienabbrecher). Mehr als 8 Prozent der Teilnehmenden brachen die zugrunde liegenden Studien vorzeitig ab, und 94 der 159 identifizierten Studien berichteten überhaupt keine Sterbefälle. In Szenarioanalysen, die unterschiedliche Annahmen zum Schicksal der Studienabbrecher testen, konnte sich je nach Annahme eine starke Senkung oder ein starker Anstieg der Mortalität ergeben, ein Hinweis auf die Empfindlichkeit des Hauptbefundes gegenüber den fehlenden Daten, diese Szenarioanalyse und die Trial Sequential Analysis behandeln unterschiedliche Fehlerquellen (fehlende Daten gegenüber Zufall) und widersprechen sich nicht. Von den 56 Studien mit Mortalitätsdaten berichteten 45 (80 Prozent) den Ausgangsspiegel der Teilnehmenden, davon 19 Studien mit ausreichender Versorgung (ab 20 ng/ml) und 26 Studien mit Unterversorgung (unter 20 ng/ml), diese Zahl steht bereits im Abstract, ein formaler Test fand zwischen diesen beiden Untergruppen keinen signifikanten Unterschied. Eine Untergruppenanalyse nach Herstellernähe der Studien wird im Abstract nur benannt (Vergleich von Studien ohne und mit Risiko einer Herstellerverzerrung), die zugehörigen Zahlen stehen nur im Volltext, in Studien ohne erkennbares Herstellerinteresse zeigte sich kein Effekt auf die Gesamtmortalität (RR 0,97, CI 0,92 bis 1,03, 7 Studien, n gleich 7372), in Studien mit erkennbarem Herstellerinteresse ein knapp signifikanter (RR 0,96, CI 0,93 bis 1,00, 49 Studien, n gleich 87914), ein formaler Interaktionstest fand auch hier keinen statistisch gesicherten Unterschied zwischen beiden Untergruppen (Chi-Quadrat 0,07, p gleich 0,80), sodass sich daraus kein gesicherter Effekt der Herstellernähe ableiten lässt, es bleibt aber die Beobachtung, dass die Untergruppe ohne Herstellerinteresse für sich genommen keinen signifikanten Effekt zeigte. Diese Untergruppenanalyse läuft über den gesamten Vergleich Vitamin D gegen Placebo oder keine Intervention und damit über alle geprüften Vitamin-D-Formen zusammen (56 Studien, 95286 Teilnehmende), nicht nur über die 38 Studien der Vitamin-D3-spezifischen Auswertung oben, sie ist deshalb nicht eins zu eins auf den hier zitierten D3-Befund übertragbar. Die Autoren fordern selbst ausdrücklich weitere placebokontrollierte randomisierte Studien. Für Vitamin D2 zeigte sich in derselben Übersicht kein Effekt (RR 1,02, CI 0,96 bis 1,08, 12 Studien mit 18349 Teilnehmenden), ebenso wenig für Alfacalcidol und Calcitriol. Ein direkter statistischer Vergleich zwischen den Formen oder ein Test auf Untergruppenunterschied wird in der Übersicht nicht berichtet, ein signifikanter Befund in der einen und ein nicht signifikanter in der anderen Form belegen für sich genommen keinen Unterschied zwischen den Formen, zumal die Vitamin-D2-Studien zusammen nur rund ein Viertel der Teilnehmendenzahl der Vitamin-D3-Studien erreichen. Vitamin D3 zusammen mit Calcium erhöhte in derselben Übersicht das Risiko für Nierensteine (RR 1,17, CI 1,02 bis 1,34, 4 Studien, n gleich 42876). Die eingeschlossenen Studien sind im Mittel über 10 Jahre alt, die Übersicht selbst stammt von 2014. Eine deutlich neuere, sehr große randomisierte Studie an einer allgemeinen, überwiegend gut versorgten Erwachsenenbevölkerung (dieselbe VITAL-Studie wie in der Zeile zu kardiovaskulären Ereignissen) fand dagegen keinen Effekt auf die Gesamtmortalität (Hazard Ratio 0,99, CI 0,87 bis 1,12, 978 Sterbefälle), sie widerspricht damit dem älteren, aus vielen kleineren und älteren Studien gepoolten Befund, zur Krebssterblichkeit derselben Studie siehe die eigene Zeile dazu [16]. Eine zweite, ebenfalls sehr große randomisierte, doppelblinde, placebokontrollierte Studie an derselben Studienpopulation wie in der Sturz-Zeile (21315 Australierinnen und Australier ab 60 Jahren) prüfte die Gesamtmortalität als primären Endpunkt, unter monatlich 60000 Internationalen Einheiten Cholecalciferol über median 5,7 Jahre fand sich, verglichen mit Placebo, kein Effekt auf die Gesamtmortalität (1100 Sterbefälle, Hazard Ratio 1,04, CI 0,93 bis 1,18) und keiner auf die kardiovaskuläre Sterblichkeit (HR 0,96, CI 0,72 bis 1,28), zur Krebssterblichkeit derselben Studie siehe ebenfalls die eigene Zeile dazu [21]. Eine gezielte zweite Suche nach einer neueren, ebenso umfassenden Übersicht speziell zur Gesamtmortalität blieb ohne passenden Treffer

    Quellen: 16, 18, 21

19. 19

    Krebssterblichkeit, in älterer Übersicht gesenkt (nur Vitamin D3, gepoolt), in zwei neueren Einzelstudien uneinheitlich, jeweils in nicht vorab festgelegten Zusatzanalysen (VITAL sinkend, D-Health steigend)

    Widersprüchlich
    Einordnung und Einschränkungen

    Diese Zeile trennt die Krebssterblichkeit von der Gesamtmortalität, weil sich für sie ein echter Widerspruch zwischen zwei großen, aktuellen Studien zeigt, nicht nur ein Nullbefund. Die oben zur Gesamtmortalität zitierte Cochrane-Übersicht [18] fand für Vitamin D3, verglichen mit Placebo oder keiner Behandlung, zusätzlich eine statistisch signifikante Verringerung der Krebssterblichkeit (relatives Risiko 0,88, 95-Prozent-Konfidenzintervall 0,78 bis 0,98, p gleich 0,02, I-Quadrat 0 Prozent, 4 Studien mit 44492 Teilnehmenden), diese Zahl steht bereits im Abstract. Die VITAL-Studie [16] fand über die gesamte Studiendauer von median 5,3 Jahren keinen signifikanten Effekt auf die Krebssterblichkeit (Hazard Ratio 0,83, CI 0,67 bis 1,02, 341 Fälle). In einer nicht im Studienprotokoll vorab festgelegten Zusatzanalyse, die Todesfälle im ersten beziehungsweise in den ersten zwei Jahren ausschloss, sank die Krebssterblichkeit dagegen (Hazard Ratio 0,79, CI 0,63 bis 0,99, beziehungsweise HR 0,75, CI 0,59 bis 0,96), in beiden Fällen liegt die obere Grenze des Konfidenzintervalls nahe an der Null, ein knapper Befund. Die D-Health-Studie [21] an 21315 Australierinnen und Australiern ab 60 Jahren fand über die gesamte Studiendauer von median 5,7 Jahren ebenfalls keinen signifikanten Effekt (Hazard Ratio 1,15, CI 0,96 bis 1,39). In derselben Art nicht vorab festgelegter Zusatzanalyse, die die ersten 2 Jahre ausschloss, stieg die Krebssterblichkeit dagegen (Hazard Ratio 1,24, CI 1,01 bis 1,54, p gleich 0,05), ebenfalls ein knapper Befund, die untere Grenze des Konfidenzintervalls liegt nur wenig über der Null und der p-Wert trifft die übliche Schwelle exakt, genauso knapp wie der oben berichtete Senkungsbefund der VITAL-Studie. Die D-Health-Autoren selbst bezeichnen ihren eigenen Anstieg im Studientext als zahlenmäßig höher ("numerically higher"), nicht als gesichert signifikant, und vermeiden das Wort "signifikant" an dieser Stelle; dieser Eintrag übernimmt für beide Befunde, den sinkenden und den steigenden, dieselbe vorsichtige Sprache, unabhängig davon, ob der jeweilige Befund einen Nutzen oder einen möglichen Schaden zeigt. Diese beiden Zusatzanalysen widersprechen sich damit in genau demselben Auswertungsschritt (Ausschluss der frühen Nachbeobachtungszeit) und am selben Endpunkt, die eine findet eine Senkung, die andere einen Anstieg, keine von beiden war vorab festgelegt oder für Mehrfachtests korrigiert. Der plausibelste Unterschied zwischen beiden Studien ist das Dosierschema, täglich in der einen, als monatliche Bolusgabe in der anderen, wie bereits bei den Stürzen und Frakturen oben diskutiert, ein Ausgangsspiegel-Unterschied ist dagegen keine plausible Erklärung, da beide Studienpopulationen überwiegend ausreichend versorgt waren, die D-Health-Autoren schreiben selbst, nach dem Vorsorgeprinzip könnte gerade dieses monatliche Dosierschema bei bereits ausreichend versorgten Menschen ungeeignet sein. Für die D-Health-Studie [21] besteht eine Berichtigung (PMID 35325597), sie betrifft nach Prüfung sieben Punkte, unter anderem eine Anhang-Tabelle mit Aufschlüsselung nach einzelnen Krebsarten und Todesursachen, die wegen zu kleiner Fallzahlen (unter 5) nicht hätte berichtet werden dürfen und deshalb zurückgezogen wurde, zwei zusammengefasste Zeilendaten in zwei weiteren Anhang-Tabellen, die Zensierungszahlen in der Legende einer Abbildung im Haupttext, zwei Werte im "Research in Context"-Absatz zu vorbestehender Evidenz (RR 0,98, CI 0,95 bis 1,02 für Gesamtmortalität, RR 0,85, CI 0,74 bis 0,97 für Krebssterblichkeit), eine Autorenangabe zu einer zitierten Referenz sowie Referenzzuordnungen in zwei Absätzen der Diskussion. Die hier zitierten Hazard Ratios aus dem eigenen Studienergebnis sind von keinem dieser sieben Punkte betroffen, bemerkenswert bleibt aber, dass ausgerechnet die Aufschlüsselung nach einzelnen Krebsarten zurückgezogen wurde, also das Feld, um das diese Zeile kreist, auch wenn die hier verwendeten Gesamtwerte selbst nicht korrigiert wurden. Eine für diesen Eintrag gezielt nachrecherchierte dritte, kleinere Studie mit täglichem statt monatlichem Dosierschema, die finnische FIND-Studie an 2495 Männern ab 60 und Frauen ab 65 Jahren aus der Allgemeinbevölkerung ohne bekannte Herz-Kreislauf-Erkrankung oder Krebs zu Studienbeginn, fand unter täglich 1600 oder 3200 Internationalen Einheiten (40 beziehungsweise 80 Mikrogramm) Vitamin D3 über 5 Jahre, verglichen mit Placebo, keinen Effekt auf die Gesamtinzidenz invasiver Krebserkrankungen (1600 IE, Hazard Ratio 1,14, CI 0,75 bis 1,72; 3200 IE, Hazard Ratio 0,95, CI 0,61 bis 1,47). FIND prüfte wie VITAL ein tägliches Schema. Die Studie erfasste auch Krebstodesfälle, konnte die Krebssterblichkeit aber nicht wie geplant auswerten, weil kein Krebstod als erstes Ereignis auftrat. Für Krebsinzidenz berichtet sie zusätzlich eine Analyse ohne die ersten zwei Jahre. Aus dem fehlenden Effekt auf Krebsinzidenz folgt keine Entwarnung für Krebssterblichkeit [24]. Zusammengenommen zeigt sich für die Krebssterblichkeit in großen, aktuellen Einzelstudien kein eindeutiges Bild, während eine ältere, aus vier kleineren Studien gepoolte Übersicht eine Verringerung findet. Der Widerspruch zwischen den beiden neueren Studien betrifft ausschließlich eine nicht vorab festgelegte, hypothesengenerierende Zusatzanalyse und sollte weder als gesicherter Schadensbefund noch als gesicherter Nutzenbefund gelesen werden, siehe auch Abschnitt Sicherheit

    Quellen: 16, 18, 21, 24