Primär- und Sekundärprävention von Hautkrebs in ländlichen Regionen

Im ersten Quartal 2017 wurde eine Querschnittstudie im Bayerischen Wald (Landkreise Cham, Freyung-Grafenau, Passau und Regen), der gemäß Bundesregierung als „ländlicher Raum“ klassifiziert wird [1], durchgeführt. Probanden mussten nach entsprechender Aufklärung schriftlich einer Studienteilnahme zustimmen. Die Studie wurde von der zuständigen Ethikkommission der Fakultät für Medizin der Technischen Universität München genehmigt (Aktenzeichen 584/16 S). Die Präsentation dieser Studie erfolgt gemäß der STROBE-Checkliste (STROBE = Strengthening the Reporting of Observational Studies in Epidemiology) [23].

Die Probandenrekrutierung erfolgte in Wartezimmern von 19 niedergelassenen Ärzten aus 4 Fachrichtungen (Allgemeinmedizin [n = 10], innere Medizin [n = 2], Orthopädie [n = 6] und Chirurgie [n = 1]) in den oben gelisteten Landkreisen. Acht der allgemeinmedizinischen Praxen hatten einen Zusatzvertag Hautkrebsscreening. Die Praxen wurden über ein Schneeballsystem (Startpunkt: eine hausärztliche und eine orthopädische Praxis, zu denen bereits ein Kontakt bestand) aus dem gesamten Bayerischen Wald rekrutiert. Die Fragebögen lagen in den Wartezimmern der Praxen aus und wurden zum Teil von den Arzthelferinnen, Ärzten und dem Studienteam beworben. Um ein Selektionsbias möglichst gering zu halten, wurden Patienten und deren Begleitpersonen (≥18 Jahre) eingeschlossen.

Der anonymisierte Fragebogen wurde eigens für diese Studie entwickelt. Es wurden neben Angaben zum Geschlecht und Alter (in Jahren) eine Frage zur Präsenz bereits bekannter Hauterkrankungen (ja/nein) sowie 3 Fragen zum Präventions- und Risikoverhalten bezüglich Hautkrebs abgefragt. Dabei wurden die Verwendung verschiedener Primärpräventionsmaßnahmen (Sonnencreme, Kopfbedeckung, Schutzkleidung, das Meiden der Mittagssonne, keine Schutzmaßnahme) mit einer Mehrfachfrage, die Inanspruchnahme eines Hautkrebsscreenings (ja/nein) als Sekundärpräventionsmaßnahme und die durchschnittliche Stundenanzahl solarer UV-Exposition getrennt für Sommer und Winter auf einer 4‑stufigen Antwortskala (<1, 1 bis maximal 3, >3 bis 6, >6) erfasst (Tab. 1).

Die ausgefüllten Fragebögen wurden an das Studienzentrum zurückgesendet und mit EpiInfo (Centres für Diseases Control and Prevention, Atlanta) digitalisiert.

Kategoriale Variablen wurden anhand von absoluten und relativen Häufigkeiten und stetige Variablen anhand von Mittelwerten und Standardabweichung (SD) ausgewertet.

Für die weiteren Analysen wurde das Alter in Jahren gemäß den Altersgruppen des Robert Koch-Institutes kategorisiert (18 bis 34, 35 bis 44, 45 bis 54, 55 bis 64, ≥65 Jahre) [12]. Um Faktoren zu ermitteln, die mit der Nichtinanspruchnahme der Primär- und Sekundärpräventionsmaßnahmen Sonnencreme, Kopfbedeckung, Schutzkleidung, Meiden der Mittagssonne und Hautkrebsscreening assoziiert waren, wurden Chi^2-Tests bzw. der exakte Test von Fisher mit eben diesen abhängigen Variablen durchgeführt. Als unabhängige Variablen wurden jeweils die Alterskategorien, das Geschlecht (männlich/weiblich), das Vorhandensein einer Hauterkrankung (ja/nein) sowie die Stunden im Freien im Sommer und im Winter (<1, 1–3, >3–6, >6 h) herangezogen. Multiple logistische Regressionen wurden zur Adjustierung der Assoziationen berechnet. In die Modelle wurden die Stundenanzahl im Freien im Sommer sowie im Winter, das Geschlecht, die Alterskategorien sowie das Vorhandensein von Hauterkrankungen als unabhängige Variablen eingefügt. Anschließend wurden Subgruppen für auffälliges Risikoverhalten gebildet und deren Chancen berechnet. Die Assoziationen wurden als Odds Ratio (OR) mit 95 %-Konfidenzintervall (KI) präsentiert. Beobachtungen mit fehlenden Werten wurden vorerst nur in der deskriptiven Analyse berücksichtigt. Um ein potenzielles Response-Bias aufgrund fehlender Angaben zum Thema quantifizieren zu können, wurden schließend Sensitivitätsanalysen vorgenommen. Dafür wurde für die Subgruppen mit einem erhöhten Risiko die Nichtverwendung von Primär- und Sekundärpräventionsmaßnahmen für 2 fiktive Szenarien errechnet, in denen die Studienteilnehmer, die keine Angaben zu dem Risiko- und Schutzverhalten gemacht haben, entweder alle mit „Ja“ oder mit „Nein“ geantwortet hätten. Alle p-Werte von <0,05 wurden als statistisch signifikant angesehen. Für die statistischen Analysen wurde die Software IBM SPSS Statistics Version 24.0 (International Business Machines Corporation, Armonk, USA) verwendet.

Von insgesamt 930 Teilnehmern wurden 46 Personen ausgeschlossen, die keine der Fragen zum individuellen Präventions- oder Risikoverhalten beantwortet hatten, und 4, die nicht in den untersuchten Landkreisen lebten. Die Studienpopulation setzte sich demnach aus 880 Personen (♀ = 508 [57,7 %], ♂ = 356 [40,5 %], keine Angabe = 16 [1,8 %]) mit einem mittleren Alter von 49,5 Jahren (SD ± 15,5; Range = 18–87) zusammen (Tab. 1). Personen, die aus der Analyse ausgeschlossen wurden, waren im Mittel 7,5 Jahre älter (p = 0,001). Keine Häufigkeitsunterschiede zeigten sich zwischen den ein- und ausgeschlossenen Studienteilnehmern in der Geschlechterverteilung (p = 0,727), der bisherigen Inanspruchnahme eines Hautkrebsscreenings (p = 0,331) und dem Bestehen einer Hauterkrankung (p = 0,564). Zwischen den Praxen und Fachgebieten zeigten sich keine signifikanten Unterschiede in der Inanspruchnahme eines Hautkrebsscreenings (p = 0,238 bzw. p = 0,823) und dem Bestehen einer Hauterkrankung (p = 0,122 bzw. p = 0,403). Insgesamt gaben 15,7 % (n = 134) der Befragten zum Befragungszeitpunkt an, an einer Hauterkrankung zu leiden.

Insgesamt gaben 17,8 % (n = 157) der Teilnehmer an (♀ 11,2 %, ♂ 26,7 %, p < 0,001), sich im Sommer länger als 6 h täglich im Freien aufzuhalten, für den Winter berichteten dies 4,5 % (n = 40) aller Teilnehmer (♀ 0,8 %, ♂ 9,8 %, p < 0,001) (Tab. 1).

Insgesamt gaben 17,4 % (n = 153) der Teilnehmer an, keinerlei Sonnenschutzmaßnahmen zu treffen, wenn sie sich im Freien aufhalten. Die am häufigsten berichtete Schutzmaßnahme war Sonnencreme (64,9 %), gefolgt von Kopfbedeckung (37,0 %) und dem Meiden der Mittagssonne (36,8 %). Lediglich 4,8 % der Teilnehmer gaben an, Sonnenschutzkleidung während ihres Aufenthaltes im Freien zu tragen (Tab. 1). Insgesamt berichteten 53,6 % der Studienpopulation, bereits jemals an einem Hautkrebsscreening teilgenommen zu haben.

Die Tab. 2 zeigt, basierend auf den jeweiligen personenbeschreibenden und verhaltensbedingten Faktoren, den Anteil der Teilnehmer, die laut Selbstauskunft keine der jeweiligen Präventionsmaßnamen nutzten.

In der multiplen logistischen Regression zeigte sich, dass Männer ein 1,6-mal so hohes Risiko hatten (95%-KI: 1,07–2,44), keine Sonnenschutzmaßnahme zu verwenden (Tab. 2). Lediglich bei keiner Verwendung von Kopfbedeckung waren Frauen mit einem höheren Risiko (OR: 1,8, 95%-KI: 1,31–2,53) assoziiert als Männer. Ausgehend von den 65+-Jährigen zeigten die 35- bis 44- sowie die 55- bis 64-Jährigen ein geringeres Risiko für keine Verwendung von Sonnencreme (OR: 0,3, 95%-KI: 0,16–0,60 bzw. OR: 0,6, 95%-KI: 0,38–0,95), und für keine Meidung der Mittagssonne stieg mit absteigendem Alter das Risiko bis um das 6,5-Fache unter den 18- bis 34-Jährigen (Tab. 2). Der Aufenthalt von weniger als 6 h pro Tag im Freien während des Sommers war mit einem signifikant geringeren Risiko für die Exposition gegenüber der Mittagssonne (z. B. OR_1–3h: 0,5, 95%-KI: 0,25–0,85) und für die Nichtinanspruchnahme des Hautkrebsscreenings (z. B. OR_>3–6 h: 0,6, 95%-KI: 0,34–0,90) assoziiert (Tab. 2).

In Abb. 1a sind die in der multiplen logistischen Regression auffälligen Gruppen in Subgruppen zusammengefasst und deren Odds Ratio und 95 %-KI zu deren jeweiliger Referenzgruppe dargestellt.

Um ein potenzielles Response-Bias durch fehlende Angaben zum Risiko- und Schutzverhalten quantifizieren zu können, wurden in Abb. 1b 2 Szenarien betrachtet, in denen alle Personen mit fehlenden Angaben ein Schutzverhalten (Szenario 1) bzw. Risikoverhalten (Szenario 2) berichtet hätten. Für diese Analyse wurden alle 926 Studienteilnehmer eingeschlossen, die teilgenommen hatten und in den untersuchten Landkreisen wohnten. In keinem der beiden Szenarien zeigten sich signifikante Veränderungen in der OR für die jeweiligen Risikogruppen (Abb. 1b).

Um dem Selektionsbias, das durch die Wahl der Praxen als Befragungsort und die fehlende Erfassung des Grundes für den jeweiligen Arztbesuch zustande kam, entgegenzuwirken, wurden auch Begleitpersonen der Patienten mit in die Untersuchung eingeschlossen. Ein mögliches Non-Responder- sowie Recall-Bias und eine Tendenz zum sozial erwünschten Antwortverhalten können in der vorliegenden Studie nicht ausgeschlossen werden und müssen bei der Interpretation der Studienergebnisse dementsprechend berücksichtigt werden. Weiter ist zu beachten, dass die Rekrutierungsmethode zwar zu einer flächendeckenden, aber nicht zu einer repräsentativen Stichprobe der niedergelassenen Praxen führte. Verglichen mit der Grundgesamtheit [22] waren Frauen in der Studie leicht überrepräsentiert. Dies könnte in der vermehrten Inanspruchnahme medizinischer Leistungen bei Frauen im Vergleich zu Männern liegen [16]. Durch die Sensitivitätsanalysen kann eine Verzerrung der Studienergebnisse, basierend auf der Nichtbeachtung von fehlenden Werten im Risiko- und Schutzverhalten, weitgehend ausgeschlossen werden.