Urologische Forschung in Deutschland

Wissenschaft ist die treibende Kraft menschlichen Fortschritts. Kongresse gelten traditionell als prägendes Element des akademischen, sozialen und beruflichen Lebens medizinischer Fachdisziplinen [17] und dienen dem wissenschaftlichen Austausch und der Vernetzung. Es ist bekannt, dass die wissenschaftliche Qualität eines Kongresses von der Qualität seiner Beiträge abhängt [11]. Wissenschaft ist in der Lage sich durch Analyse der eigenen Methoden, durch gegenseitige Evaluation und Reproduzierbarkeit selbst zu reflektieren [18].

Ein Kritikpunkt an Kongressen ist, dass häufig Abstracts und keine peer-review veröffentlichten Forschungsarbeiten präsentiert werden. Dies kann eine Massenproduktion von Abstracts ohne Ziel nachfolgender Vollpublikation anstoßen [25]. So konnten Scherer et al. 2018 in einer Metaanalyse von 425 Arbeiten (307.028 Abstracts) zu Veröffentlichungen in den Feldern Grundlagenwissenschaften und Medizinische Forschung eine nachfolgende Vollpublikationsrate von 37,3 % ermitteln [23]. Diese liegt signifikant niedriger als die vorangegangene, im Jahr 2007 veröffentlichte Auswertung desselben Teams (Publikationsrate 44,5 %; 29.729 Abstracts; [26, 27]). Zudem konnte ein Publikationsbias aufgezeigt werden: Positive Ergebnisse führen signifikant häufiger zu einer Publikation als negative [27]. Zusätzlich besteht trotz Peer-review-Verfahren die Gefahr eines Reviewer-Bias [25].

Die vorliegende Untersuchung stellt zum einen durch die Ermittlung der Anzahl und des Journals der nachfolgenden Vollpublikation eine Qualitätsanalyse dar. Zum anderen soll sie positive und negative Trends identifizieren, die als Ansatzpunkte für Bestrebungen zur Aufrechterhaltung und Steigerung der Qualität der urologischen Forschung in Deutschland dienen sollen, um diese international konkurrenzfähig zu halten.

Analysiert wurden 342 Abstracts des DGU-Kongresses 2016. Abstracts aus den Sessions „Filmbeiträge“, „Geschichte der Medizin“ und „Fallbeiträge“ wurden analog zur Vorarbeit ausgeschlossen. Die Daten der analysierten Abstracts der Kongresse von 2002 (n = 352) und 2009 (n = 380) standen zur Verfügung [29]. Durch die Auswahl des Kongresses 2016 wurde einerseits ein konstanter Abstand zwischen den analysierten Kongressen gehalten und andererseits, analog zur vorangegangenen Analyse, ein Follow-up von mindestens 3 Jahren gewährleistet.

Die erfassten Parameter zeigt Tab. 1. In den Rubriken „Organ“, „Onkologie“, „klinisches Gebiet“ und „Studiendesign“ wurden Einzelzuordnungen getroffen, wohingegen beim Kooperationsverhalten Mehrfachnennungen möglich waren. Die Zusammenarbeit innerhalb verschiedener Abteilungen eines Krankenhauses bzw. verschiedener Kliniken oder Institute einer Fakultät wurde als „interne Kooperation“ gewertet. Der p-Wert diente als Surrogatparameter für eine statistische Analyse. Weitere Parameter waren aus den Abstracts hervorgehende Publikationen inklusive Veröffentlichungsdatum und Journal. Letzteres wurde bezüglich seiner Zugehörigkeit zum Fachgebiet Urologie bewertet. Dieser Parameter wurde für die Kongresse 2002 und 2009 nacherfasst.

Die Auswahl der Abstracts des DGU-Kongresses 2016 (Abstract-Deadline 13.03.2016) gewährleistete einen Nachbeobachtungszeitraum von 3 Jahren. Zur Identifizierung einer nachfolgenden Publikation gingen wir methodisch wie in der vorangegangenen Veröffentlichung vor [29]. Der „impact factor“ aus dem Jahr der Publikation wurde aus dem „Journal Citation Report“ von Clarivate Analytics (Clarivate™, Boston, Massachusetts, USA) übernommen.

Es erfolgte eine deskriptive Datenanalyse. Der longitudinale Vergleich erfolgte für kategoriale Variablen mittels χ²- und Trendtest nach Cochran-Armitage. Für quantitative Merkmale wurden der Kruskal-Wallis- und der Mann-Whitney-U-Test herangezogen. Sämtliche Tests wurden mit SAS® (SAS Institute Inc., Cary, North Carolina, USA) durchgeführt und p-Werte <0,05 als signifikant gewertet.

Die in den 342 Abstracts am häufigsten vertretenen Organe bzw. Organsysteme insgesamt und onkologisch sind in Tab. 2 dargestellt. Die meisten Abstracts konnten dem klinischen Gebiet „Therapie chirurgisch“ (38,0 %), gefolgt von „Diagnostik“ (26,9 %) und „präklinisch-experimentell“ (22,8 %) zugeordnet werden. Einen Überblick über das Kooperationsverhalten zeigt Abb. 1. 277 (81 %) der 342 Abstracts konnten einem mono- oder multizentrischen, 211(61,7 %) einem pro- oder retrospektiven Design zugeordnet werden. 36,0 % der zuordenbaren Abstracts waren prospektiv, 34,3 % multizentrisch. Unter den 76 prospektiven Arbeiten waren 55,3 % monozentrisch und 44,7 % multizentrisch. Die Patientenanzahl pro Abstract betrug im Median 131. Die höchsten Impakt-Faktoren (IF) wurden in den Organfeldern „Prostata“ (Median: 3,89, Range: 0,3–33,9) und „Penis“ (Median: 2,85, Range: 1,27–16,27) erzielt. Aus 179 (52,3 %) der analysierten Abstracts des Kongresses 2016 gingen Vollpublikationen in Peer-review-Journals hervor. Für diese lag der IF im Mittel bei 4,41 ± 5,62 (Median 2,86, Range: 0,24–47,8). 56 % (n = 101) der resultierenden Publikationen erfolgte in einem urologischen Journal, eine Open-access-Publikation in 11,2 % (n = 20). Tab. 3 zeigt die fünf Journale insgesamt sowie „open access“ mit den meisten Veröffentlichungen.

Im longitudinalen Vergleich der 1073 Abstracts der Kongresse 2002, 2009 und 2016 nahmen Abstracts zum Thema „Prostata“ (24,2 % vs. 29,7 % vs. 34,0 %; p = 0,004) sowie onkologische Themen (50,6 % vs. 57,9 % vs. 61,7 %; p = 0,003) zu. Abb. 2a zeigt die Entwicklung aller onkologischen Abstracts. Kooperationsprojekte allgemein (55,6 % vs. 62,9 % vs. 70,5 %, p ≤ 0,0001), innerhalb einer Klinik/Fakultät (2002 und 2009 28,7 % vs. 2016 38,3 %; p = 0,0068) sowie auf nationaler (23,6 % vs. 31,3 % vs. 40,6 %, p < 0,0001) und internationaler Ebene (13,6 % vs. 14,7 % vs. 19,3 %, p = 0,042) nahmen ebenfalls zu (s. Abb. 2b). Die Zahl experimenteller Arbeiten zeigte sich 2016 signifikant niedriger (p = 0,009, s. Abb. 2c [29,0 % vs. 33,2 % vs. 22,8 %]). Der Anteil diagnostischer Arbeiten zeigt signifikante Unterschiede (29,6 % vs. 18,3 % vs. 34,9 %, p < 0,0001), jedoch keinen Trend. Hinsichtlich Abstracts, die primär eine Technik beschreiben oder eine klinische Fragestellung beinhalten, zeigen sich teilweise signifikante Unterschiede zwischen einzelnen Kongressen, jedoch ohne erkennbaren (Aufwärts- oder Abwärts‑)Trend (nicht dargestellt). Der Anteil retrospektiver Arbeiten (37,8 % vs. 57,9 % vs. 64,0 %; p < 0,0001) und multizentrischer Studien (18,3 % vs. 28,6 % vs. 34,3 %; p < 0,0001) nahm ebenfalls zu (s. Abb. 2d). Zudem stieg die Anzahl eingeschlossener Patienten im Vergleich zu den vorherigen Kongressen (p < 0,0001). Im Vergleich zum Kongress 2002 zeigte sich ein Anstieg des „impact factors“ (IF) (2002: 2,08 vs. 2009: 3,42; p < 0,0001 bzw. vs. 2016: 4,42; p < 0,0001) sowie eine schnellere Veröffentlichung (2002: 19,03 Monate vs. 2016: 13,25 Monate, p < 0,0045). Die Anzahl an Abstracts mit p-Wert (18,4 % vs. 14,7 % vs. 41,2 %, p < 0,0001) nahm zu. Die Publikationsrate, gemessen an aus Kongressabstracts hervorgehenden Publikationen in Peer-review-Journals, blieb ohne signifikante Veränderungen (49,1 % vs. 56,3 % vs. 52,3 %, p = 0,15, s. Abb. 2e). Abb. 2f zeigt die Entwicklung publizierter onkologischer Abstracts. Es lässt sich eine Zunahme an Veröffentlichungen in nicht-urologischen Journals beobachten (26,6 % vs. 32,2 % vs. 43,6 %, p = 0,0008).

Teilweise präsentierten Abstracts nationale Daten aus größeren, prospektiven, internationalen Studien (z. B. der „European Randomized Study of Screening for Prostate Cancer“). Die jeweiligen Autoren waren mit Publikationen im Zusammenhang zu den internationalen Studien mehrfach in MEDLINE gelistet. Jedoch wurde die Fragestellung des Abstracts nicht in der Veröffentlichung aufgegriffen. Daraufhin wurde der Abstract ohne Publikationserfolg gewertet.

Möglicherweise sind nicht alle nachfolgenden Vollpublikationen erfasst, insbesondere falls es zu starken Änderungen im Titel oder sowohl der Erst- als auch Letztautoren gab. Durch die getrennte und kombinierte Suche der Erst- und Letztautoren sowie Screening aller der jeweiligen Erst- und Letztautoren seit 2016 veröffentlichen und MEDLINE-gelisteten Publikationen sind wir jedoch zuversichtlich, dass wir den Großteil der Vollpublikationen erfasst haben.

Durch das retrospektive Design der Studie und den begrenzten Follow-up-Zeitraum von ca. 3,25 Jahren entsteht ein Selektionsbias. Internationale, prospektive oder experimentelle Arbeiten brauchen evtl. länger bis aus ihnen eine Publikation hervorgeht. Abstracts zu präklinisch-experimentellen Arbeiten könnten Daten zu einem frühen Zeitpunkt präsentiert haben, aus welchen erst im mittel- bis langfristigen Verlauf erfolgreiche Publikationen hervorgehen oder die Grundlage für erfolgreiche Forschung entsteht. Ein weiter gefasster Nachverfolgungszeitraum könnte diesen Bias reduzieren. Diese Arbeit analysierte lediglich von der DGU zum Kongress zugelassene/akzeptierte Abstracts, was ebenfalls zu einem Selektionsbias beitragen kann.