我国已进入老龄化社会，老年人的健康问题与多种疾病相关。近年来，我国老年人吞咽障碍患病率明显上升，加重了社会和家庭的经济负担。
系统评价中国老年人吞咽障碍患病率。
计算机检索PubMed、Web of Science、Cochrane Library、Embase、中国知网、维普网、万方数据知识服务平台和中国生物医学文献数据库，搜索关于我国老年人吞咽障碍患病率的流行病学研究，检索时间从建库至2022年5月。由2位研究人员严格按照纳入和排除标准完成文献筛选和数据提取，并用美国卫生保健质量和研究机构（AHRQ）量表评价横断面研究质量，Meta分析选择Stata 15.0软件。
共纳入22篇文献，总样本量为308 289例，其中吞咽障碍患者47 940例。Meta分析结果显示，中国老年人吞咽障碍患病率为66.0%〔95%CI（58.0%，73.0%）〕。亚组分析结果显示：中国男性老年人吞咽障碍患病率为38.0%〔95%CI（31.0%，45.0%）〕，中国女性老年人吞咽障碍患病率为38.0%〔95%CI（29.0%，46.0%）〕；60~69岁老年人吞咽障碍患病率为21.0%〔95%CI（13.0%，29.0%）〕，70~79岁老年人吞咽障碍患病率为28.0%〔95%CI（18.0%，37.0%）〕，≥80岁老年人吞咽障碍患病率为41.0%〔95%CI（31.0%，50.0%）〕；小学及以下老年人吞咽障碍患病率为28.0%〔95%CI（20.0%，35.0%）〕，中学及中专老年人吞咽障碍患病率为35.0%〔95%CI（17.0%，53.0%）〕，大专及以上老年人吞咽障碍患病率为30.0%〔95%CI（18.0%，42.0%）〕；在医院的老年人吞咽障碍患病率为68.0%〔95%CI（52.0%，85.0%）〕，在养老机构的老年人吞咽障碍患病率为56.0%〔95%CI（41.0%，71.0%）〕，在社区的老年人吞咽障碍患病率为76.0%〔95%CI（56.0%，97.0%）〕；采用洼田饮水试验诊断的老年人吞咽障碍患病率为32.0%〔95%CI（21.0%，43.0%）〕，采用吞咽功能异常筛查量表（EAT-10量表）诊断的老年人吞咽障碍患病率为41.0%〔95%CI（16.0%，66.0%）〕，采用30 ml水吞咽试验（WST）诊断的老年人吞咽障碍患病率为35.0%〔95%CI（14.0%，56.0%）〕。
我国老年人吞咽障碍患病率为66.0%〔95%CI（58.0%，73.0%）〕，其中年龄≥80岁、中学及中专文化程度、社区、吞咽障碍诊断标准为EAT-10量表的老年人吞咽障碍患病率高，需要早期重视和了解老年人吞咽障碍，选择针对性的干预措施提高老年吞咽障碍患者的生活质量，减少老年人吞咽障碍患病率。
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根据2019年国家统计局数据研究显示，2013年中国已经进入老龄化时代[1]。到2019年底，中国60岁以上人口量增加约5 100万，60岁以上人口占总人口的比例将高达18%，今后中国人口老龄化将继续快速增长[1]。随着老龄化社会的出现，老年人的健康是老龄化社会面临的关键问题，老年人吞咽障碍患病率逐年增加。世界卫生组织（WHO）将吞咽障碍列入第10版国际疾病分类。研究显示，老年人吞咽障碍患病率为11.4%~33.7%[2]。国外研究发现，70~79岁老年人吞咽障碍患病率约为16%，80岁及以上为33%[3]。国内外研究显示，吞咽障碍会造成老年人死亡率和长期入院率增加，使其出现身体和心理障碍，严重者会出现营养不良、脱水及吸入性肺炎的并发症，影响患者社会生活、日常交往和生活质量[4，5，6]。因此，了解我国老年人吞咽障碍患病率，有利于增加老年人对吞咽障碍的重视，对促进老年人的健康管理至关重要。目前，关于老年人吞咽障碍的流行病学研究结果不一，由于样本量、诊断标准及研究地区等因素的限制，国内老年人吞咽障碍目前缺乏系统性评价。因此，本研究采用Meta分析的方法系统评价中国老年人吞咽障碍患病率，为老年人吞咽障碍的治疗提供临床参考。
纳入标准：（1）研究设计为横断面研究；（2）研究人群为临床诊断吞咽障碍的中国60岁及以上老年患者；（3）结局指标为中国老年人吞咽障碍患病率。排除标准：（1）45~59岁的中老年吞咽障碍患者；（2）综述、评论等二次研究；（3）异常、不全的数据；（4）重复发表；（5）无法获取全文；（6）语言为非中、英文的文献。
计算机检索PubMed、Web of Science、Cochrane Library、Embase、中国知网、维普网、万方数据知识服务平台和中国生物医学文献数据库，搜索关于我国老年人吞咽障碍患病率的流行病学研究，检索时间从建库截至2022年5月。同时，为补充文献检索，可以追踪符合纳入研究的参考文献。选择主题词、自由词与布尔逻辑运算符相连接的检索策略。英文检索词包括：Aged、Elder*、Aging、Senior*、Old*、Geriatric、Swallowing Disorder*、Swallow* Dysfunction、Swallow* Impair*、Deglutition Disorder*、Disorders，Deglutition、Dysphagia、Oropharyngeal Dysphagia、Dysphagia、ropharyngeal、Esophageal Dysphagia、Dysphagia，Esophageal、Acataposis、Deglutition Dysfunction、Deglutition Impair*、China、Chinese、Prevalence、Epidemiology、Iincidence等，中文检索词包括：老年人、老人、吞咽困难、吞咽障碍、咽下困难、吞咽功能障碍、咽下障碍、发病率、患病率、现状、流行病学等。
由2位评审人员完成文献筛选、数据提取，然后双方交换核对。若出现争议，由第3位评价人员评判。去重后阅读题目进行文献主题筛选，删除无关文献，然后阅读摘要及全文，最终决定研究是否纳入。提取内容包括：第一作者、发表年份、研究地区、调查时间、年龄、样本量、研究场所、诊断标准、吞咽障碍例数及患病率。
研究选择美国卫生保健质量和研究机构（Agency for Healthcare Research and Quality，AHRQ）量表[7]的横断面研究评估工具。AHRQ量表由11个条目组成，每个条目有"是""否"及"不清楚"回答，"是"表示1分，"否"或"不清楚"表示0分。总分11分，其中8~11分为高质量，4~7分为中等质量，0~3分为低质量。
使用Stata 15.0软件进行Meta分析。使用I2值和Q检验用于评价研究间的异质性；若P>0.1且I2<50%，选择固定效应模型进行Meta分析；若P≤0.1且I2≥50%，选择随机效应模型进行Meta分析。对患者的性别、年龄、文化程度、研究地点以及诊断标准进行亚组分析，探索异质性来源。敏感性分析评价结果的稳定性。漏斗图、Begg's和Egger's检验用于文献发表偏倚的评价。Meta分析的检验水准设为α=0.05。
检索后获得940篇文献，经逐层筛选后，共纳入22篇文献[8，9，10，11，12，13，14，15，16，17，18，19，20，21，22，23，24，25，26，27，28，29]，见图1。
总共纳入22篇文献[8，9，10，11，12，13，14，15，16，17，18，19，20，21，22，23，24，25，26，27，28，29]，包括308 289例老年患者，其中吞咽障碍患者47 940例，见表1。偏倚风险评价结果显示，高质量文献4篇[13，17，19，29]，中等质量文献18篇[8，9，10，11，12，14，15，16，18，20，21，22，23，24，25，26，27，28]，见表2。
纳入研究基本特征
Basic characteristics of included studies
纳入研究基本特征
Basic characteristics of included studies
| 第一作者 | 发表时间（年） | 地区 | 调查时间 | 年龄（岁） | 总样本量 | 男/女（例） | 研究场所 | 诊断标准 | 吞咽障碍例数 | 吞咽障碍患病率（%） |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 韩维嘉[8] | 2012 | 上海 | — | ≥60 | 931 | 504/427 | 养老机构 | Neilll吞咽障碍筛查试验 | 303 | 32.50 |
| 陈艳秋[9] | 2015 | 上海 | — | ≥65 | 1 019 | 476/543 | 医院、养老机构、社区 | 洼田饮水试验 | 406 | 39.80 |
| 李超[10] | 2017 | 14个省市 | 2017-06-01至2017-07-01 | ≥65 | 6 102 | 3 448/2 654 | 社区、养老机构 | Ohkuma问卷、SSQ | 2 363 | 38.70 |
| 阮顺莉[11] | 2017 | 西南、西北地区7个城市 | 2016年3—10月 | ≥60 | 1 025 | 522/503 | 社区 | 洼田饮水试验 | 109 | 10.63 |
| 王田田[12] | 2018 | 北京 | 2017年4—8月 | ≥65 | 209 | 111/98 | 医院 | 洼田饮水试验 | 58 | 27.80 |
| 张欣[13] | 2018 | 北京 | 2016年5月至2017年2月 | ≥60 | 229 | 91/138 | 社区 | InterRAI家庭护理评估工具 | 49 | 21.40 |
| 高薇薇[14] | 2019 | 宁波 | 2017年8月至2018年4月 | ≥60 | 997 | 480/517 | 养老机构 | 洼田饮水试验 | 259 | 25.98 |
| 王新新[15] | 2019 | 长春 | 2018年3—10月 | ≥60 | 802 | 375/427 | 社区 | EAT-10量表 | 428 | 53.40 |
| 翁贤君[16] | 2021 | 温州 | 2018年1月至2020年1月 | ≥60 | 507 | 275/232 | 养老机构 | Hinds限时试验 | 132 | 26.04 |
| 许文馨[17] | 2021 | 重庆 | 2020年8月至2021年1月 | ≥60 | 207 | 107/100 | 社区 | EAT-10量表 | 113 | 54.60 |
| 薛宇[18] | 2022 | 成都 | — | — | 146 | 60/85 | 养老机构 | C-DHI量表 | 146 | 100.00 |
| 张萍萍[19] | 2022 | 潍坊 | 2021年1—6月 | ≥60 | 837 | 350/487 | 医院 | Ohkuma问卷 | 370 | 44.20 |
| 支梦佳[20] | 2019 | 北京 | — | ≥65 | 337 | 128/209 | 社区 | 洼田饮水试验 | 87 | 25.82 |
| 王玫[21] | 2020 | 武汉 | 2018年10月至2020年8月 | ≥80 | 110 | 86/24 | 医院 | 洼田饮水试验 | 78 | 70.90 |
| 寿飞燕[22] | 2021 | 绍兴 | 2019年1月至2021年1月 | ≥60 | 150 | 73/77 | 社区 | EAT-10量表 | 92 | 61.30 |
| 王敏[23] | 2021 | 山西 | 2019年8月至2020年1月 | ≥60 | 269 | 178/91 | 医院 | 洼田饮水试验 | 66 | 24.50 |
| CHEN[24] | 2020 | 南京 | — | ≥60 | 775 | 305/470 | 养老机构 | EAT-10量表 | 241 | 31.10 |
| JIANG[25] | 2019 | 台湾 | 2013年10月至2015年12月 | 70.66±13.43 | 127 | 88/39 | 医院 | SSA | 63 | 49.60 |
| YUAN[26] | 2022 | 成都 | 2019年4—11月 | ≥60 | 365 | 122/243 | 医院 | WST | 275 | 75.30 |
| ZHANG[27] | 2022 | 北京 | 2015-08-01至2019-07-21 | ≥70 | 288 764 | 160 898/127 866 | 医院 | 10 ml水吞咽试验 | 41 482 | 14.37 |
| ZHANG[28] | 2020 | 浙江 | 2019-04-15至2019-07-19 | ≥65 | 3 361 | 1 621/1 740 | 社区 | EAT-10 | 185 | 5.50 |
| ZHANG[28] | 2020 | 浙江 | 2019-04-15至2019-07-19 | ≥65 | 3 361 | 1 621/1 740 | 社区 | WST | 434 | 12.90 |
| ZHANG[29] | 2021 | 宁夏 | 2019年4月至2020年4月 | ≥60 | 1 020 | 622/398 | 医院 | WST | 201 | 19.71 |
注：—表示无相关内容；SSQ=悉尼吞咽困难量表，EAT-10量表=吞咽功能异常筛查量表，C-DHI量表=中国吞咽障碍指数量表，SSA=标准化吞咽评估，WST=30 ml水吞咽试验
纳入研究的偏倚风险评价结果
Results of the risk of bias assessment for the included studies
纳入研究的偏倚风险评价结果
Results of the risk of bias assessment for the included studies
| 第一作者 | 是否明确资料来源 | 是否列出了暴露组和非暴露组的纳入及排除标准或参照以前出版物 | 明确研究对象收集时间 | 明确研究对象具有代表性 | 明确测量变量是否被其他特征隐藏 | 描述了保证质量的任何评估 | 结果分析对排除对象的描述 | 说明了评估和/或控制混杂因素的措施 | 阐述了对丢失数据的处理 | 总结了患者的应答率及数据收集的完整性 | 随访发现预期患者不完整数据的百分比或随访结果 | 总分（分） |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 韩维嘉[8] | Y | Y | Y | Y | U | Y | N | N | N | Y | N | 6 |
| 陈艳秋[9] | Y | Y | Y | Y | U | Y | N | N | N | N | N | 5 |
| 李超[10] | Y | Y | Y | Y | U | Y | N | Y | N | Y | N | 7 |
| 阮顺莉[11] | Y | Y | Y | Y | U | Y | N | N | N | N | N | 5 |
| 王田田[12] | Y | Y | Y | Y | U | Y | N | N | N | N | N | 5 |
| 张欣[13] | Y | Y | Y | Y | U | Y | Y | Y | N | Y | N | 8 |
| 高薇薇[14] | Y | Y | Y | Y | U | Y | N | Y | N | N | N | 6 |
| 王新新[15] | Y | Y | Y | Y | U | Y | N | Y | N | Y | N | 7 |
| 翁贤君[16] | Y | Y | Y | Y | U | Y | N | Y | N | N | N | 6 |
| 许文馨[17] | Y | Y | Y | Y | U | Y | Y | Y | N | Y | N | 8 |
| 薛宇[18] | Y | Y | N | Y | U | Y | N | Y | N | N | N | 5 |
| 张萍萍[19] | Y | Y | Y | Y | U | Y | Y | Y | N | Y | N | 8 |
| 支梦佳[20] | Y | Y | N | Y | U | Y | Y | Y | N | Y | N | 6 |
| 王玫[21] | Y | Y | Y | Y | U | Y | Y | Y | N | Y | N | 7 |
| 寿飞燕[22] | Y | Y | Y | Y | U | Y | N | Y | N | N | N | 6 |
| 王敏[23] | Y | Y | Y | Y | U | Y | N | Y | N | N | N | 6 |
| CHEN[24] | Y | Y | N | Y | U | Y | N | Y | N | N | N | 5 |
| JIANG[25] | Y | Y | Y | Y | U | Y | N | Y | N | N | N | 6 |
| YUAN[26] | Y | Y | Y | Y | U | Y | N | Y | N | N | N | 6 |
| ZHANG[27] | Y | Y | Y | Y | U | Y | N | Y | N | N | N | 6 |
| ZHANG[28] | Y | Y | Y | Y | U | Y | Y | Y | N | N | N | 7 |
| ZHANG[29] | Y | Y | Y | Y | U | Y | Y | Y | N | Y | N | 8 |
注：Y=是，N=否，U=不清楚
薛宇等[18]研究结果表示，老年人吞咽障碍患病率为100.00%，计算置信区间时不排除0和1范围以外的值，纳入研究的方差压缩为0，导致结果出现误导性错误，因此采用了Freeman-Tukey双重反正弦转换方法（the Freeman-Tukey double arcsine transformation）进行数据转换[30]。22篇文献的异质性结果为：I2=99.6%，P<0.001，采用随机效应模型进行分析。Meta分析结果显示，中国老年人吞咽障碍患病率为66.0%〔95%CI（58.0%，73.0%）〕，见图2。
由于研究存在异质性，根据性别、年龄、文化程度、研究地点及诊断标准进行分组，分组后仍有异质性，选择随机效应模型。亚组分析结果显示：（1）按性别划分：中国男性老年人吞咽障碍患病率为38.0%〔95%CI（31.0%，45.0%）〕，中国女性老年人吞咽障碍患病率为38.0%〔95%CI（29.0%，46.0%）〕；（2）按年龄划分：60~69岁老年人吞咽障碍患病率为21.0%〔95%CI（13.0%，29.0%）〕，70~79岁老年人吞咽障碍患病率为28.0%〔95%CI（18.0%，37.0%）〕，≥80岁老年人吞咽障碍患病率为41.0%〔95%CI（31.0%，50.0%）〕；（3）按文化程度划分：小学及以下老年人吞咽障碍患病率为28.0%〔95%CI（20.0%，35.0%）〕，中学及中专老年人吞咽障碍患病率为35.0%〔95%CI（17.0%，53.0%）〕，大专及以上老年人吞咽障碍患病率为30.0%〔95%CI（18.0%，42.0%）〕；（4）按研究场所划分：在医院的老年人吞咽障碍患病率为68.0%〔95%CI（52.0%，85.0%）〕，在养老机构的老年人吞咽障碍患病率为56.0%〔95%CI（41.0%，71.0%）〕，在社区的老年人吞咽障碍患病率为76.0%〔95%CI（56.0%，97.0%）〕；（5）按诊断标准划分：采用洼田饮水试验诊断的老年人吞咽障碍患病率为32.0%〔95%CI（21.0%，43.0%）〕，采用吞咽功能异常筛查量表（EAT-10量表）诊断的老年人吞咽障碍患病率为41.0%〔95%CI（16.0%，66.0%）〕，采用30 ml水吞咽试验（WST）诊断的老年人吞咽障碍患病率为35.0%〔95%CI（14.0%，56.0%）〕，见表3。
中国老年人吞咽障碍患病率的Meta分析结果
Subgroup analysis of prevalence of swallowing disorders in Chinese older adults
中国老年人吞咽障碍患病率的Meta分析结果
Subgroup analysis of prevalence of swallowing disorders in Chinese older adults
| 观察指标 | 纳入文献数量（篇） | 样本量（例） | 异质性 | 效应模型 | Meta分析结果 | ||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| I2（%） | P值 | 患病率（%） | 95%CI（%） | P值 | |||||
| 总体患病率 | 22[8，9，10，11，12，13，14，15，16，17，18，19，20，21，22，23，24，25，26，27，28，29] | 308 289 | 99.6 | <0.001 | 随机效应模型 | 66.0 | （58.0，73.0） | <0.001 | |
| 性别 | |||||||||
| 男 | 16[8，9，10，11，12，14，15，16，19，20，21，22，23，24，26，29] | 8 055 | 97.7 | <0.001 | 随机效应模型 | 38.0 | （31.0，45.0） | <0.001 | |
| 女 | 16[8，9，10，11，12，14，15，16，19，20，21，22，23，24，26，29] | 7 400 | 98.3 | <0.001 | 随机效应模型 | 38.0 | （29.0，46.0） | <0.001 | |
| 年龄（岁） | |||||||||
| 60~69 | 8[9，11，14，15，19，20，24，29] | 2 035 | 96.1 | <0.001 | 随机效应模型 | 21.0 | （13.0，29.0） | <0.001 | |
| 70~79 | 9[8，9，11，14，15，19，20，24，29] | 2 256 | 96.6 | <0.001 | 随机效应模型 | 28.0 | （18.0，37.0） | <0.001 | |
| ≥80 | 10[8，9，11，14，15，16，19，20，24，29] | 3 810 | 97.3 | <0.001 | 随机效应模型 | 41.0 | （31.0，50.0） | <0.001 | |
| 文化程度 | |||||||||
| 小学及以下 | 6[11，12，14，20，23，24] | 1 971 | 92.4 | <0.001 | 随机效应模型 | 28.0 | （20.0，35.0） | <0.001 | |
| 中学及中专 | 8[11，12，14，15，20，21，23，24] | 1 743 | 98.9 | <0.001 | 随机效应模型 | 35.0 | （17.0，53.0） | <0.001 | |
| 大专及以上 | 8[11，12，14，15，20，21，23，24] | 783 | 93.5 | <0.001 | 随机效应模型 | 30.0 | （18.0，42.0） | <0.001 | |
| 研究地点 | |||||||||
| 医院 | 8[12，19，21，23，25，26，27，29] | 291 701 | 99.3 | <0.001 | 随机效应模型 | 68.0 | （52.0，85.0） | <0.001 | |
| 养老机构 | 5[8，14，16，18，24] | 3 356 | 99.5 | <0.001 | 随机效应模型 | 56.0 | （41.0，71.0） | <0.001 | |
| 社区 | 7[11，13，15，17，20，22，28] | 6 111 | 99.5 | <0.001 | 随机效应模型 | 76.0 | （56.0，97.0） | <0.001 | |
| 诊断标准 | |||||||||
| 洼田饮水试验 | 7[9，11，12，14，20，21，23] | 3 966 | 98.6 | <0.001 | 随机效应模型 | 32.0 | （21.0，43.0） | <0.001 | |
| EAT-10量表 | 5[15，17，22，24，28] | 5 295 | 99.7 | <0.001 | 随机效应模型 | 41.0 | （16.0，66.0） | 0.001 | |
| WST | 4[12，26，28，29] | 5 132 | 99.6 | <0.001 | 随机效应模型 | 35.0 | （14.0，56.0） | 0.001 | |
根据22篇文献来绘制漏斗图结果，各研究之间分布不对称。Begg's检验（P=0.150）发现不存在明显的发表偏倚，Egger's检验（P<0.001）发现研究存在偏倚，剪补法后结果未发生改变，显示结果稳定（图3）。
采用逐个剔除研究的方法，结果无明显变化，说明Meta分析结果的稳定性较好，见图4。
吞咽障碍是导致老年人死亡和再入院的高风险因素，严重危害老年人的生活质量和心理健康[4，5]。本研究结果显示，中国老年人吞咽障碍患病率为66.0%，高于欧洲社区老年人的吞咽障碍患病率33.7%[2]，可能是与不同国家之间的文化差异有关。由于研究样本量大小、研究地区、诊断工具的不同，我国的老年人吞咽障碍患病率研究结果也不一致，目前我国也没有多中心、大规模的老年人吞咽障碍流行病学调查。因此，本研究对我国老年人吞咽障碍患病率的文献进行全面的系统研究，为尽早开展针对性的预防和干预措施提供参考。
22篇研究的AHRQ量表得分为5~8分，研究质量处于中等以上。此外，异质性检验结果表示，所有横断面研究间异质性较高。分组按照性别、研究地点、年龄、文化程度、诊断标准等特点划分，逐一排除研究进行敏感性分析。发表偏倚评价通过Begg's和Egger's检验进行，确保结果的准确和可靠。研究结果显示，中国老年人吞咽障碍患病率为66.0%，高于国外老年人吞咽障碍患病率29.0%[31]。但一项系统评价研究结果显示，老年人肌少症性吞咽障碍的患病率为4%[32]。研究结果存在较大差异的原因可能是不同国家之间的文化差异、医疗教育水平、诊断标准不同。
本研究发现不同年龄、文化程度、研究地点及诊断标准的老年人的吞咽障碍患病率有明显差异。老年女性与老年男性的吞咽障碍患病率相等，既往研究表示老年男性的吞咽障碍患病率高于女性[33，34]，本研究结果与之不一致，原因可能与研究调查的疾病种类、研究对象、调查方法等有关，未来应进一步探索不同性别下老年人吞咽障碍的流行病学。亚组分析结果表示，不同年龄老年人吞咽障碍的发生率有差异。有研究发现，老年人口腔组织结构发生功能性退化，神经末梢感受器的反射减弱，老年人发生吞咽障碍的可能性增加[2]。另外，也有研究表明，老年人是吞咽障碍的高危人群，老年人的基础疾病有加重吞咽障碍的风险[35]。因此，Meta分析结果显示，年龄60~69、70~79、≥80岁组吞咽障碍患病率分别为21.0%、28.0%、41.0%，呈依次升高趋势。就文化程度而言，我国中学及中专文化的老年人吞咽障碍患病率（35.0%）及大专以上学历（30.0%）高于小学以下学历（28.0%）。一般来说文化程度较低的老年患者健康管理意识差，吞咽障碍患病风险增加[22]。究其原因，可能是老年人发生生理性退化，也容易合并脑卒中、阿尔茨海默病、肌少症等多种疾病[2]。文化程度高的老年人自尊心较强，会拒绝家属的悉心照顾，由于老年人存在认知障碍的疾病和缺乏自主进食的能力，继而造成吞咽障碍。本研究分析了医院、社区、养老机构的老年人吞咽障碍的患病率，Meta亚组分析结果显示，医院、养老机构、社区的患病率分别为68%、56.0%、76.0%。国外一项横断面研究表示，住院老年人发病率高达47%[36]。就诊断标准而言，未使用统一的吞咽障碍诊断标准，诊断标准是洼田饮水试验、EAT-10量表和WST的老年吞咽障碍患病率分别为32.0%、41.0%、35.0%。研究表明，我国使用WST较少，虽然洼田饮水试验和WST灵敏度较好，但特异度较低，纳入的研究大多使用操作简单的EAT-10量表来诊断吞咽障碍，未来应进一步研究采用WST筛查老年人吞咽障碍患病率[37，38]。
本研究的局限性：（1）纳入研究异质性明显，研究设计是横断面的患病率研究。按照性别、年龄、文化程度、研究地点及诊断标准进行了亚组分析，但研究间的异质性并没有下降，研究结果可能有偏差；（2）因纳入文献为横断面研究的局限，无法避免样本选择、实施、测量等偏倚；（3）有些研究没有完整的数据，不能进行系统评价，可能有结果偏倚；（4）本研究仅涉及了部分省份，不能全面反映我国全体老年人吞咽障碍的患病率。
综上所述，我国老年人吞咽障碍的患病率较高。其中年龄≥80岁、中学及中专文化程度、社区、吞咽障碍诊断标准为EAT-10量表的老年人吞咽障碍患病率高。因此，加大医护人员对老年人吞咽障碍的重视，采用合适的干预措施防治吞咽障碍，进而改善老年人生活质量。
刘雅鑫，蒋运兰，黄孝星，等.中国老年人吞咽障碍患病率的Meta分析[J].中国全科医学，2023，26（12）：1496-1502，1512.[www.chinagp.net]
LIU Y X，JIANG Y L，HUANG X X，et al. The prevalence of dysphagia among Chinese older adults：a meta-analysis[J]. Chinese General Practice，2023，26（12）：1496-1502，1512.
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本文无利益冲突。
