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• 医学循证 •
老年共病患者衰弱患病率的Meta分析
中国全科医学, 2023,26(25) : 3185-3193. DOI: 10.12114/j.issn.1007-9572.2022.0521
摘要
背景

随着人口老龄化问题日益严峻，老年人共病发生率呈现逐年上升的趋势。共病是老年人衰弱的关键危险因素，而衰弱使共病患者出现一系列不良健康结局的风险升高的同时，也会使其家庭医疗费用支出明显增加。尽早明确老年共病患者的衰弱患病情况，对于共病管理具有一定的指导价值。

目的

系统评价老年共病患者衰弱的患病率。

方法

于2021年12月，计算机检索中国知网、维普中文科技期刊全文数据库、中国生物医学文献数据库、万方数据知识服务平台、PubMed、EmBase、Web of Science及Cochrane Library，获取关于老年共病患者衰弱现状的调查研究，检索时限均为建库至2021-12-04。由两名研究者独立筛选文献、提取资料并采用美国卫生保健质量和研究机构（AHRQ）推荐的横断面研究质量评价量表和纽卡斯尔-渥太华量表（NOS）评价纳入研究的偏倚风险后，采用Stata 14.0软件进行Meta分析。

结果

共纳入25项研究，老年共病患者总计16 062例。Meta分析结果显示，老年共病患者衰弱及衰弱前期患病率分别为26.7%〔95%CI（21.9%，31.5%）〕、47.7%〔95%CI（43.9%，51.4%）〕。亚组分析结果显示，患≥2、≥3、≥4、≥5种慢性病的老年人衰弱患病率分别为25.1%〔95%CI（19.3%，30.8%）〕、27.4%〔95%CI（13.7%，41.0%）〕、60.7%〔95%CI（29.0%，92.4%）〕、23.5%〔95%CI（8.6%，38.5%）〕；大洋洲（52.1%）、亚洲（31.3%）老年共病患者衰弱患病率明显高于欧洲（16.9%）、南美洲（13.2%）老年共病患者；医院内的老年共病患者衰弱患病率（26.2%）高于社区老年共病患者（23.2%）；通过临床衰弱量表（CFS）、Fried衰弱表型量表、FRAIL量表测出的老年共病患者衰弱患病率分别为42.8%〔95%CI（38.4%，47.1%）〕、22.2%〔95%CI（17.8%，26.7%）〕、8.5%〔95%CI（6.3%，10.6%）〕；于2001—2010、2011—2015、2016—2020年接受调查的老年共病患者的衰弱患病率分别为21.0%〔95%CI（13.2%，28.8%）〕、19.0%〔95%CI（13.1%，24.8%）〕、37.7%〔95%CI（22.6%，52.9%）〕。

结论

老年共病患者衰弱患病率逐渐上升，不同共病数量、洲际、评估工具（下）、研究场所（中）的老年共病患者衰弱患病率存在差异。因此，相关人员应重视老年共病患者衰弱的早期筛查，并及时采取措施预防老年共病患者衰弱的发生。

引用本文: 林洋, 王芳, 王寒, 等.  老年共病患者衰弱患病率的Meta分析 [J] . 中国全科医学, 2023, 26(25) : 3185-3193. DOI: 10.12114/j.issn.1007-9572.2022.0521.
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据估计，到2050年全球65岁及以上人口数将超过15亿[1]。随着人口预期寿命的延长、老龄化程度的日益加深，我国老年人慢性病患病率不断升高。老年人共病是指老年人同时患有≥2种慢性病，其发生率在近年来呈逐渐上升趋势[2,3]。健康老龄化背景下，关于老年人评估的研究不断增多，衰弱已成为国际老年医学研究的热点问题之一。衰弱被定义为多系统衰老综合征，是个体由于生理和精神功能的多重缺陷对不良健康后果易感性增加的状态[4]。随着年龄的增长，共病会增加躯体健康易损性，使老年人从强健状态发展为衰弱状态的可能性增加[5]。而衰弱使老年共病患者出现一系列不良健康结局的风险升高的同时，也是其医疗费用增长的独立决定因素[6,7]。国内外学者建议将衰弱和共病联系起来，并指出合并衰弱的老年共病患者多存在认知障碍、精神心理问题，此类患者跌倒、失能及死亡的风险会明显升高[8,9]。国外1项荟萃分析的结果表明共病患者的衰弱患病率为16%，但其研究对象为成年人，年龄跨度较大[8]。在人口老龄化背景下，老年共病患者的衰弱患病率可能更高，但其在不同研究中存在较大差异，为5%~72%。因此，本研究将在收集现有研究成果的基础上对老年共病患者的衰弱患病率进行Meta分析，旨在为医务工作者管理老年共病和衰弱患者，以及防治策略、卫生政策的制定提供科学依据。

1　资料与方法
1.1　文献纳入和排除标准

纳入标准：（1）研究类型为横断面研究或队列研究；（2）研究对象涉及≥60岁的老年共病人群；（3）主要结局指标为老年共病患者衰弱患病率，次要结局指标为老年共病患者衰弱前期患病率及老年衰弱患者共病发生率。排除标准：（1）研究对象为患有特定疾病人群的文献；（2）数据有误或无法被转换、提取的文献；（3）无法获取全文或重复发表的文献；（4）非中、英文文献。

1.2　文献检索策略

于2021年12月，计算机检索中国知网、维普中文科技期刊全文数据库、中国生物医学文献数据库、万方数据知识服务平台、PubMed、EmBase、Web of Science及Cochrane Library，获取关于老年共病患者衰弱现状的调查研究。采用主题词与自由词相结合的方式进行检索，中文检索词包括共病、共存疾病、衰弱、衰弱综合征、衰弱症、虚弱；英文检索词包括frail*、frailty、frailty syndrome、weakness、multimorbidity、comorbidity、multiple chronic conditions、aged、old*、elder*、prevalence rate、incidence、epidemiologie。检索时限均为建库至2021-12-04。

1.3　文献筛选和资料提取

使用NoteExpress软件进行文献管理，去重后通过阅读题目、摘要和全文，筛选出符合标准的文献，并借助Excel软件进行文献基本信息提取。资料提取内容主要包括：作者、发表年份、研究类型、调查时间、国家、研究对象年龄、研究场所、衰弱评估工具、样本量、主要和次要结局指标数据（若研究类型为队列研究，则提取横断面基线数据）。上述过程均由两名研究者独立完成，有分歧时通过讨论解决，必要时由第3名研究者做出判断。

1.4　纳入文献的偏倚风险评价

应用观察性研究的质量评价工具进行评价[10]。采用美国卫生保健质量和研究机构（AHRQ）推荐的横断面研究质量评价量表评价横断面研究的偏倚风险，该量表共包括11个条目，各条目的评价选项为"是""否""不清楚"，选择"是"计1分，选择"否"或"不清楚"计0分，将各条目得分相加即得总分，得分范围为0~11分，其中0~3分为低质量，4~7分为中等质量，8~11分为高质量[10]。采用AHRQ推荐的纽卡斯尔-渥太华量表（NOS）评价队列研究的偏倚风险，该量表包含3个维度、8个条目，符合相应的评价标准则计1或2分，满分为9分，得分越高提示队列研究的质量越好。此过程由两名研究者独立完成，有分歧时通过讨论解决，必要时由第3名研究者做出判断。

1.5　统计学方法

采用Stata 14.0软件进行单个率的Meta分析，以患病率及其95%可信区间（CI）表示效应量。采用χ2检验分析纳入研究结果间的异质性，同时结合I2定量判断异质性大小（检验水准为α=0.10）。当P≥0.100、I2≤50.0%时，提示研究结果间具有较好的同质性，则使用固定效应模型进行Meta分析；反之，则采用随机效应模型进行Meta分析。若研究结果间存在明显异质性，在采用随机效应模型进行Meta分析的基础上，采用亚组分析进一步探索异质性的来源。通过敏感性分析评价Meta分析结果的稳定性，并采用Begg's检验与Egger's检验来评估纳入研究是否存在发表偏倚。Meta分析的检验水准设为α=0.05。

2　结果
2.1　文献筛选流程及结果

通过初步检索共获得4 700篇文献，经逐层筛选，最终纳入25篇[11,12,13,14,15,16,17,18,19,20,21,22,23,24,25,26,27,28,29,30,31,32,33,34,35]文献，其中3项[14,27,28]为队列研究，22项[11,12,13,15,16,17,18,19,20,21,22,23,24,25,26,29,30,31,32,33,34,35]为横断面研究。文献筛选流程见图1。

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图1
文献筛选流程
Figure 1
Flow chart of literature screening
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注：CNKI=中国知网，WanFang=万方数据知识服务平台，CBM=中国生物医学文献数据库，VIP=维普中文科技期刊全文数据库。

图1
文献筛选流程
Figure 1
Flow chart of literature screening
2.2　纳入研究的基本特征

共纳入老年共病患者16 062例。纳入研究的基本特征见表1。

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表1

纳入的25篇文献的基本特征

Table 1

Basic characteristics of the 25 included literature

表1

纳入的25篇文献的基本特征

Table 1

Basic characteristics of the 25 included literature

作者发表年份（年）研究类型调查时间（年）国家年龄（岁）研究场所衰弱评估工具样本量老年共病患者衰弱患病率〔%（n/N）〕老年共病患者衰弱前期患病率〔%（n/N）〕衰弱老年人共病发生率〔%（n/N）〕
总体老年共病患者
XU等[11]2021横断面研究2018—2019中国82.7±8.1医院②64243241.9（181/432）—72.1（181/251）
CASTELLANA等[12]2021横断面研究2014意大利73.6±6.3医院①1 92988117.7（156/881）41.4（365/881）54.5（156/286）
THINUAN等[13]2020横断面研究2017—2018泰国70.7±7.5社区①1 80631720.8（66/317）54.6（173/317）26.2（66/252）
LANGHOLZ等[14]2018队列研究2001—2002挪威77.4±2.4社区①71212610.3（13/126）47.6（60/126）48.1（13/27）
THOMPSON等[15]2018横断面研究2004—2006澳大利亚74.4±6.2社区①、③909287通过①测出的患病率：27.9（80/287）通过③测出的患病率：76.3（219/287）—通过①测出的发生率：53.3（80/150）通过③测出的发生率：53.0（219/413）
LEE等[16]2018横断面研究2016中国≥65.0社区①20 8984 2347.2（304/4 234）44.5（1 885/4 234）28.2（304/1 080）
DOS等[17]2017横断面研究2012巴西≥60.0社区①1 60986618.5（160/866）56.4（488/866）73.1（160/219）
MERCHANT等[18]2017横断面研究2015—2016新加坡≥65.0社区④1 0515548.3（46/554）43.0（238/554）70.8（46/65）
PETERS等[19]2015横断面研究2008—2012荷兰70.0±4.0社区⑤5 7121 60116.8（269/1 601）—50.9（269/528）
SOUSA等[20]2012横断面研究2009巴西74.0±6.5社区①3911017.9（8/101）69.3（70/101）11.9（8/67）
HOECK等[21]2012横断面研究2001比利时≥65.0社区①4 7771 18718.5（220/1 187）47.3（562/1 187）51.6（220/426）
JÜRSCHIK等[22]2012横断面研究2009—2010西班牙81.3±5.0社区①5239521.1（20/95）—40.0（20/50）
CHEN等[23]2010横断面研究2003中国73.3±1.5社区①2 2381 4216.5（93/1 421）47.7（678/1 421）50.8（93/183）
RIZKA等[24]2021横断面研究2019印度73.7±4.3养老院①2143458.8（20/34）—20.2（20/99）
HAN等[25]2021横断面研究2020韩国70.1±7.2医院②、⑥1446648.5（32/66）—49.2（32/65）
DANON-HERSCH等[26]2012横断面研究2004—2005瑞士65.0~70.0社区①1 2834485.6（25/448）36.2（162/448）78.1（25/32）
DUARTE等[27]2019队列研究2006巴西≥60.0社区①1 39978112.2（95/781）46.4（362/781）—
MENDONÇA等[28]2020队列研究2006英国≥85.0社区①69650029.6（148/500）53.8（269/500）85.6（148/173）
何丽等[29]2021横断面研究2019中国≥70.0医院④193839.6（8/83）—13.1（8/61）
樊少仪等[30]2020横断面研究2018—2019中国69.1±8.3社区①2544850.0（24/48）33.3（16/48）33.8（24/71）
肖春叶等[31]2020横断面研究2019—2020中国≥60.0农村⑦2167371.2（52/73）—48.6（52/107）
李晓飞等[32]2019横断面研究2013—2016中国75.5±9.3医院①1 4001 16819.3（225/1 168）34.0（397/1 168）89.3（225/252）
方向阳等[33]2019横断面研究—中国≥65.0社区①32023467.9（159/234）—79.5（159/200）
周莉华等[34]2019横断面研究2015—2017中国76.0±8.1医院①44044034.0（150/440）60.0（264/440）—
孟丽等[35]2017横断面研究2015中国79.5±7.6医院①1068516.5（14/85）—93.3（14/15）

注：①表示Fried衰弱表型量表，②表示临床衰弱量表（CFS），③表示衰弱指数（FI），④表示FRAIL量表，⑤表示Groningen Frailty Indicator（GFI），⑥表示韩版FRAIL（K-FRAIL）量表，⑦表示Tilburg衰弱指数；—表示未报告或无相关数据。

2.3　纳入研究的质量评价结果

22项横断面研究中，14篇[11,12,13,15,16,19,21,24,25,26,30,32,34,35]为高质量文献，8篇[17,18,20,22,23,29,31,33]为中等质量文献（表2）；3篇[14,27,28]队列研究在NOS上的得分均≥7分（表3）。

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表2

22项横断面研究的质量评价结果

Table 2

Quality evaluation results of 22 cross-sectional studies

表2

22项横断面研究的质量评价结果

Table 2

Quality evaluation results of 22 cross-sectional studies

作者①②③④⑤⑥⑦⑧⑨⑩⑪总分（分）质量等级
XU等[11]YYYYNYYYNYN8高
CASTELLANA等[12]YYYYNYYYNYN8高
THINUAN等[13]YYYYNYYYNYN8高
THOMPSON等[15]YYYYNYYYNYN8高
LEE等[16]YYYYNYYYNYN8高
DOS等[17]YYYYNYNYNYN7中
MERCHANT等[18]YYYYNYYNNYN7中
PETERS等[19]YYYYNYYYYYN9高
SOUSA等[20]YYYYNYNYNYN7中
HOECK等[21]YYYYNYYYYYN9高
JÜRSCHIK等[22]YYYYNYNYNYN7中
CHEN等[23]YYYYNYNNNYN6中
RIZKA等[24]YYYYNYYYNYN8高
HAN等[25]YYYYNYYYNYN8高
DANON-HERSCH等[26]YYYYNYYYNYN8高
何丽等[29]YYYYNYNYNYN7中
樊少仪等[30]YYYYNYYYNYN8高
肖春叶等[31]YYYYNYYNNYN7中
李晓飞等[32]YYYYNYYYNYN8高
方向阳等[33]YYNYNYYYNYN7中
周莉华等[34]YYYYNYYYNYN8高
孟丽等[35]YYYYNYYYNYN8高

注：Y=是，N=否/不清楚；①表示是否明确了资料的来源；②表示是否列出了暴露组和非暴露组（病例和对照）的纳入及排除标准或参考以往的出版物；③表示是否给出了鉴别患者的时间阶段；④表示如果不是人群来源的话，研究对象是否连续；⑤表示评价者的主观因素是否掩盖了研究对象其他方面情况；⑥表示描述了任何为保证质量而进行的评估（如对主要结局指标的检测/再检测）；⑦表示解释了排除分析任何患者的理由；⑧表示描述了评价和/或控制混杂因素的措施；⑨表示如果可能，解释了分析中是如何处理丢失数据的；⑩表示总结了患者的应答率及数据收集的完整性；⑪表示如果有随访，查明预期的患者不完整数据所占的百分比或随访结果。

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表3

3篇队列研究的质量评价结果（分）

Table 3

Quality evaluation results of the 3 included cohort studies

表3

3篇队列研究的质量评价结果（分）

Table 3

Quality evaluation results of the 3 included cohort studies

作者①②③④⑤⑥⑦⑧总分
LANGHOLZ等[14]111021118
DUARTE等[27]111021107
MENDONÇA等[28]111021107

注：①表示暴露组的代表性如何，②表示非暴露组的选择方法，③表示暴露因素的确定方法，④表示确定研究起始时尚无要观察的结局指标，⑤表示设计和统计分析时考虑暴露组和非暴露组间的可比性，⑥表示研究对于结果的评价是否充分，⑦表示结果发生后随访时间是否足够长，⑧表示对暴露组和非暴露组的随访是否充分。

2.4　Meta分析结果
2.4.1　老年共病患者衰弱、衰弱前期患病率及老年衰弱患者共病发生率

（1）老年共病患者衰弱患病率：25篇文献报告了老年共病患者衰弱患病率，异质性检验结果显示，I2=98.7%、P<0.001，故采用随机效应模型进行Meta分析。结果显示，老年共病患者衰弱患病率为26.7%〔95%CI（21.9%，31.5%）〕（图2）。（2）老年共病患者衰弱前期患病率：15篇[12,13,14,16,17,18,20,21,23,26,27,28,30,32,34]文献报告了老年共病患者衰弱前期患病率，异质性检验结果显示，I2=94.0%、P<0.001，故采用随机效应模型进行Meta分析。结果显示，老年共病患者衰弱前期患病率为47.7%〔95%CI（43.9%，51.4%）〕。（3）老年衰弱患者共病发生率：23篇[11,12,13,14,15,16,17,18,19,20,21,22,23,24,25,26,28,29,30,31,32,33,35]文献报告了老年衰弱患者共病发生率，异质性检验结果显示，I2=98.4%、P<0.001，故采用随机效应模型进行Meta分析。结果显示，老年衰弱患者共病发生率为53.1%〔95%CI（43.2%，63.0%）〕。

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图2
老年共病患者衰弱患病率的Meta分析森林图
Figure 2
Meta-analysis of the prevalence of frailty in elderly patients with comorbidity
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注：（1）表示通过Fried衰弱表型量表测出的老年共病患者衰弱患病率；（2）表示通过衰弱指数（FI）测出的老年共病患者衰弱患病率。

图2
老年共病患者衰弱患病率的Meta分析森林图
Figure 2
Meta-analysis of the prevalence of frailty in elderly patients with comorbidity
2.4.2　老年共病患者衰弱、衰弱前期患病率的亚组分析

按照共病数量、洲际、研究场所、衰弱评估工具和调查年份进行亚组分析（表4，表5）。（1）共病数量：患≥2种慢性病的老年人衰弱及衰弱前期患病率分别为25.1%〔95%CI（19.3%，30.8%）〕、46.3%〔95%CI（41.8%，50.7%）〕，患≥3种慢性病的老年人衰弱及衰弱前期患病率分别为27.4%〔95%CI（13.7%，41.0%）〕、44.9%〔95%CI（24.1%，65.6%）〕，患≥4种慢性病的老年人衰弱患病率为60.7%〔95%CI（29.0%，92.4%）〕，患≥5种慢性病的老年人衰弱及衰弱前期患病率分别为23.5%〔95%CI（8.6%，38.5%）〕、55.8%〔95%CI（53.1%，58.6%）〕。（2）洲际：亚洲老年共病患者衰弱及衰弱前期患病率分别为31.3%〔95%CI（24.5%，38.1%）〕、45.9%〔95%CI（40.2%，51.6%）〕，欧洲老年共病患者衰弱及衰弱前期患病率分别为16.9%〔95%CI（11.6%，22.3%）〕、45.1%〔95%CI（39.4%，50.9%）〕，南美洲老年共病患者衰弱及衰弱前期患病率分别为13.2%〔95%CI（7.6%，18.7%）〕、56.5%〔95%CI（46.5%，66.6%）〕；大洋洲老年共病患者衰弱患病率为52.1%〔95%CI（4.6%，99.6%）〕。（3）研究场所：社区老年共病患者衰弱及衰弱前期患病率分别为23.2%〔95%CI（17.6%，28.8%）〕、48.4%〔95%CI（45.0%，51.9%）〕，医院内的老年共病患者衰弱及衰弱前期患病率分别为26.2%〔95%CI（18.3%，34.1%）〕、45.0%〔95%CI（31.6%，58.4%）〕。（4）衰弱评估工具：通过Fried衰弱表型量表测出的老年共病患者衰弱及衰弱前期患病率分别为22.2%〔95%CI（17.8%，26.7%）〕、48.0%〔95%CI（44.0%，52.0%）〕；通过临床衰弱量表（CFS）、FRAIL量表测出的老年共病患者衰弱患病率分别为42.8%〔95%CI（38.4%，47.1%）〕、8.5%〔95%CI（6.3%，10.6%）〕。（5）调查年份：于2001—2010、2011—2015、2016—2020年接受调查的老年共病患者衰弱患病率分别为21.0%〔95%CI（13.2%，28.8%）〕、19.0%〔95%CI（13.1%，24.8%）〕、37.7%〔95%CI（22.6%，52.9%）〕；衰弱前期患病率分别为48.9%〔95%CI（44.2%，53.7%）〕、46.9%〔95%CI（37.2%，56.6%）〕、45.8%〔95%CI（37.0%，54.6%）〕。

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表4

老年共病患者衰弱患病率的亚组分析结果

Table 4

Subgroup analysis results of the prevalence of frailty in elderly patients with comorbidity

表4

老年共病患者衰弱患病率的亚组分析结果

Table 4

Subgroup analysis results of the prevalence of frailty in elderly patients with comorbidity

项目纳入研究（项）异质性检验结果效应模型患病率（95%CI） （%）
I2（%）P值
共病数量（种）     
2~33[23,28,33]99.3<0.001随机30.8（3.3，58.3）
≥217[12,14,15,16,18,19,20,21,22,24,25,26,27,29,31,32,34]98.8<0.001随机25.1（19.3，30.8）
≥33[13,30,35]88.4<0.001随机27.4（13.7，41.0）
≥42[28,33]95.9<0.001随机60.7（29.0，92.4）
≥53[11,17,23]98.3<0.001随机23.5（8.6，38.5）
洲际     
亚洲14[11,13,16,18,23,24,25,29,30,31,32,33,34,35]98.8<0.001随机31.3（24.5，38.1）
欧洲7[12,14,19,21,22,26,28]96.0<0.001随机16.9（11.6，22.3）
南美洲3[17,20,27]89.6<0.001随机13.2（7.6，18.7）
大洋洲a1[15]99.4<0.001随机52.1（4.6，99.6）
研究场所     
社区16[13,14,15,16,17,18,19,20,21,22,23,26,27,28,30,33]98.9<0.001随机23.2（17.6，28.8）
医院7[11,12,25,29,32,34,35]96.0<0.001随机26.2（18.3，34.1）
评估工具     
Fried衰弱表型量表19[12,13,14,15,16,17,20,21,22,23,24,26,27,28,30,32,33,34,35]98.2<0.001随机22.2（17.8，26.7）
CFS2[11,25]00.318固定42.8（38.4，47.1）
FRAIL量表2[18,29]00.698固定8.5（6.3，10.6）
调查年份（年）b    
2001—201010[14,15,19,20,21,22,23,26,27,28]98.9<0.001随机21.0（13.2，28.8）
2011—20156[12,17,18,32,34,35]95.8<0.001随机19.0（13.1，24.8）
2016—20208[11,13,16,24,25,29,30,31]98.6<0.001随机37.7（22.6，52.9）

注：a表示THOMPSON等[15]分别通过Fried衰弱表型量表、FI测量了老年共病患者衰弱患病率，对两结果进行合并分析；b表示若调查时间横跨两个时段，以起始时间作为组别划分依据。

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表5

老年共病患者衰弱前期患病率的亚组分析结果

Table 5

Subgroup analysis results of the prevalence of pre-frailty in elderly patients with comorbidity

表5

老年共病患者衰弱前期患病率的亚组分析结果

Table 5

Subgroup analysis results of the prevalence of pre-frailty in elderly patients with comorbidity

项目纳入研究（项）异质性检验结果效应模型患病率（95%CI） （%）
I2（%）P值
共病数量（种）     
2~32[23,28]92.9<0.001随机50.2（38.8，61.6）
≥210[12,14,16,18,20,21,26,27,32,34]94.1<0.001随机46.3（41.8，50.7）
≥32[13,30]88.0<0.001随机44.9（24.1，65.6）
≥52[17,23]00.576固定55.8（53.1，58.6）
洲际     
亚洲7[13,16,18,23,30,32,34]95.1<0.001随机45.9（40.2，51.6）
欧洲5[12,14,21,26,28]89.6<0.001随机45.1（39.4，50.9）
南美洲3[17,20,27]93.4<0.001随机56.5（46.5，66.6）
研究场所     
社区12[13,14,16,17,18,20,21,23,26,27,28,30]90.2<0.001随机48.4（45.0，51.9）
医院3[12,32,34]97.8<0.001随机45.0（31.6，58.4）
评估工具     
Fried衰弱表型量表14[12,13,14,16,17,20,21,23,26,27,28,30,32,34]94.4<0.001随机48.0（44.0，52.0）
调查年份（年）a    
2001—20107[14,20,21,23,26,27,28]89.3<0.001随机48.9（44.2，53.7）
2011—20155[12,17,18,32,34]97.4<0.001随机46.9（37.2，56.6）
2016—20203[13,16,30]86.7<0.001随机45.8（37.0，54.6）

注：a表示若调查时间横跨两个时段，以起始时间作为组别划分依据。

2.5　发表偏倚分析

Begg's检验结果显示Z=0.26、P=0.797，Egger's检验结果显示t=-1.00、P=0.329，提示无明显发表偏倚。

2.6　敏感性分析

首先，采用仅剔除1项大样本[16]或小样本[24]研究的方法进行简单分析，结果显示老年共病患者衰弱患病率分别为27.7%、25.8%。后通过逐一剔除单个研究的方法进行敏感性分析，结果显示老年共病患者衰弱患病率为22.0%~32.0%，见图3。如图可见，THOMPSON等[15]借助衰弱指数（FI）测出的老年共病患者衰弱患病率对Meta分析结果稳定性的影响较大，将该研究结果剔除后老年共病患者衰弱患病率为24.3%。基于敏感性分析的合并效应量与26.7%相比差异不大，提示Meta分析结果具有稳定性。

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图3
老年共病患者衰弱患病率的敏感性分析（依次排除单个研究）
Figure 3
Leave-one-out sensitivity analysis of the prevalence of frailty in elderly with comorbidity
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注：（1）表示通过Fried衰弱表型量表测出的老年共病患者衰弱患病率；（2）表示通过FI测出的老年共病患者衰弱患病率。

图3
老年共病患者衰弱患病率的敏感性分析（依次排除单个研究）
Figure 3
Leave-one-out sensitivity analysis of the prevalence of frailty in elderly with comorbidity
3　讨论

衰弱是一种与年龄相关的临床综合征，是储备能力丧失和平衡失调等导致个体脆弱性增加、对应激源的耐受性降低而引起的非特异性状态[36]。大多研究指出，衰弱与年龄、营养等因素引起的多个生理系统退化相关，是跨多个组织的缺陷通过叠加效应导致的结果[37]。文献报道，衰弱与炎症、内分泌、氧化应激等方面的生物标志物之间存在联系，如白细胞介素-6、白蛋白、丙氨酸氨基转移酶（ALT）、单核细胞趋化蛋白-1（MCP-1）和巨噬细胞炎性蛋白-1β（MIP-1β）等，但具体的致病机制尚未明确[38,39]。从临床角度出发，共病和衰弱之间存在连续性，老年人从慢性病患者成为共病患者，最后发展为衰弱患者，与衰老有关的退化在这一系列过程中发挥了重要作用[40]。国内外研究均已证实，身体健康状况不佳的老年人衰弱的风险会明显升高，共病则会使老年人出现运动不耐受、药物成瘾、步速减缓等不良状态进而诱导其发生衰弱。衰弱与共病之间也存在着共性，两者本质上都是个体健康缺陷不断累积所造成的后果，均会提高老年人罹患以复杂、不可预测、"模棱两可"、信息缺乏为特征的不确定性疾病的概率，与老年人住院、失能、死亡等不良健康结局风险增加有关[41]，故多病且体弱的老年人更有可能承受高昂医疗费用带来的巨大经济压力。

最终25篇文献被纳入本研究，包括队列研究和横断面研究，文献质量均达到中等及以上水平。从队列研究中提取的患病率和/或发生率数据均为横断面基线数据，故可对队列研究和横断面研究结果进行合并分析。Meta分析结果显示，老年共病患者衰弱、衰弱前期患病率分别为26.7%、47.7%，老年衰弱患者共病发生率为53.1%。既往有研究表明，共病现象在中老年居民中较为常见，其发生率随着年龄的增长而上升，而衰弱的症状可能在晚年时才会表现得更加明显[42]，这与本研究得出的老年衰弱患者共病发生率高于老年共病患者衰弱患病率这一结果一致。衰弱常发生于共病之后，又容易被忽视，因此，为了提高相关人员对老年共病患者衰弱的重视度并为共病管理提供参考与依据，本研究主要对老年共病患者衰弱及衰弱前期患病率进行分析。

3.1　基于共病数量的亚组分析

患慢性病种数不同的老年共病患者衰弱及衰弱前期患病率存在差异。HANLON等[43]的研究结果表明，随着老年共病患者患慢性病种数的增加，其衰弱患病率呈上升趋势。因在分析老年人共病与其衰弱之间的关系时，研究者多将共病情况这一变量设置为二分类变量或无序多分类变量，上述结论未能在本研究中得到充分证实。但患慢性病种数更多的老年共病患者对侵袭因素的抵抗力更弱，疾病负担加重、身体素质渐差会导致其更易发生衰弱。总之，在照护老年共病患者时，需更加关注患慢性病种数较多的老年人的身体健康状况，防止其因共病状态恶化而迅速发展为衰弱患者。

3.2　基于洲际的亚组分析

来自不同洲际的老年共病患者的衰弱患病率差异较大，大洋洲（52.1%）、亚洲（31.3%）老年共病患者的衰弱患病率明显高于欧洲（16.9%）、南美洲（13.2%）的老年共病患者。大洋洲老年共病患者的衰弱患病率仅基于澳大利亚的1项研究得出，一定程度上使得不同洲际老年共病患者衰弱患病率的可比性不强。欧洲和南美洲老年共病患者的衰弱患病率较低，其原因可能是：一方面，欧洲和南美洲国家对于衰弱的研究起步较早，人群对衰弱的认知度高，居民及早采取了有助于预防衰弱的措施；另一方面，意大利、挪威等欧洲发达国家的居民可以获得质量更好的医疗保健服务，而高质量的医疗保健服务已被证实有助于延缓居民衰弱的发生和发展。亚洲老年共病患者的衰弱患病率主要基于我国本土研究得出，其较高提示我国老年共病患者的衰弱状况不容乐观，老年人衰弱筛查与预防应得到全社会的广泛关注，我国应大力推进老年人衰弱筛查与预防工作的开展。

3.3　基于研究场所的亚组分析

来自不同研究场所（医院/社区）的老年共病患者衰弱及衰弱前期患病率不同。医院内的老年共病患者的衰弱患病率（26.2%）稍高于社区老年共病患者（23.2%），而社区老年共病患者衰弱前期患病率（48.4%）高于医院内的老年共病患者（45.0%），其原因可能是医院内的老年共病患者身体素质更差，多为衰弱的高危人群，而社区老年共病患者健康状况相对良好，有衰弱前期症状的老年共病患者相对较多。田鹏等[44]的Meta分析结果显示，中国医院内的老年人衰弱患病率（22.6%）高于社区老年人（12.8%），社区老年人衰弱前期患病率（45.4%）高于医院内的老年人（41.3%），与本研究的结果一致。《老年患者衰弱评估与干预中国专家共识》指出，应及时识别老年衰弱患者，并重视对衰弱的早期干预与治疗，帮助衰弱前期患者有效逆转病情[45]。本研究结果提示，应将衰弱筛查融入社区慢性病/共病管理工作中，这将利于早期识别出可能因衰弱将要面对高昂医疗费用的老年人群，并有助于其早期采取有效的衰弱预防措施。

3.4　基于衰弱评估工具的亚组分析

通过不同量表测出的老年共病患者衰弱患病率之间存在较大差异，采用Fried衰弱表型量表、CFS、FRAIL量表测出的老年共病患者衰弱患病率分别为22.2%、42.8%、8.5%。利用CFS测出的老年共病患者衰弱患病率更高，但由于可被归入此亚组的研究较少（仅2项），结果的可靠性可能会受到影响，CFS是否实用性更强有待进一步验证。更多研究者倾向于使用Fried衰弱表型量表评估老年共病患者衰弱患病情况，该量表的评估内容包括无意的体质量减轻、肌肉无力、行走速度慢、体力活动少和疲劳，仅可为研究者从躯体功能方面解释衰弱提供支持[46]。但现有研究多认为衰弱可归因为与年龄相关的多系统功能累积性衰退，除躯体功能衰退之外，心理功能和社会适应能力的衰退亦是导致衰弱发生、发展的重要因素，这与Fried衰弱量表的高使用率相矛盾。敏感性分析结果显示，THOMPSON等[15]借助FI测出的老年共病患者衰弱患病率对Meta分析结果稳定性的影响较大，该项研究指出FI在识别高危个体方面较为灵敏，可能更适用于临床环境下患者的衰弱发生情况评估，但其包含的条目较多。目前国外衰弱评估工具的研发与应用日渐成熟，但国内尚缺乏适合我国人口老龄化程度日益加深这一国情的衰弱评估工具，下一步应从身体、心理和社会适应3个方面出发，开发本土化的综合性、实用型衰弱评估工具。

3.5　基于调查年份的亚组分析

值得注意的是，近年来老年共病患者衰弱患病率呈上升趋势，于2016—2020年接受调查的老年共病患者衰弱患病率升至37.7%，这可能与人口老龄化问题愈发严重有关。此外，本研究得出的老年共病患者衰弱患病率（26.7%）高于VETRANO等[8]报告的成人共病患者衰弱患病率（16%），其原因可能是共病更易使老年人的健康易损性增强从而导致其发生衰弱的概率加大。老年衰弱目前仍是相关领域研究热点之一，加之近几年老年人共病发生情况不容乐观，尽早明确老年共病患者的衰弱患病情况，可为明确积极老龄化背景下亟待解决的健康问题提供重要依据，并且对于共病管理具有一定的指导价值。

综上所述，老年共病患者的衰弱及衰弱前期患病率分别为26.7%、47.7%，不同共病数量、洲际、评估工具（下）、研究场所（中）的老年共病患者衰弱患病率存在差异，我国应加大老年共病患者衰弱筛查与干预工作力度。研究指出，当与共病相关的不良后果严重影响到患者日常生活时，除标准护理外，需要向患者提供额外的支持[47]。衰弱是一种在老年人中普遍存在但未被其充分认知的状态，会增加慢性病管理工作的复杂度和难度，对于医务人员明确老年共病患者的预后不良风险具有指导价值。本研究结果表明，社区老年共病患者衰弱前期患病形势和医院内的老年共病患者衰弱患病形势严峻；众多研究也指出预防衰弱的发生尤为重要，这为社区卫生服务机构、医院对老年共病患者进行管理提供了指导/思路。对于社区老年共病患者，社区卫生服务机构医务人员应积极对其进行衰弱筛查，以及时发现衰弱的高危人群，并通过与患者家庭成员共同对老年共病患者实施早期综合性、预防性干预，如给予营养支持、促进体力活动、开展认知训练、提供心理与社会支持等，从而尽可能避免/延缓衰弱的发生；对于身体素质低下、住院的老年共病患者，医务人员应重视对其的衰弱评估工作，并从营养、药物、运动、心理等多个方面出发对患者进行积极的综合治疗，在使患者疾病得到有效治疗的同时，延缓衰弱的发展，从多方面促进患者健康，这将有利于降低患者再住院、死亡和跌倒风险，减少患者医疗支出。

本研究存在以下局限性：（1）受限于研究内容，纳入文献间的异质性较高，虽然研究者进行了亚组分析，但异质性仍未降低，这可能对研究结果的准确性产生不利影响；（2）被纳入分析的数据均为横断面数据，研究者未能深入分析、探讨共病和衰弱之间的联系；（3）因只有少数学者针对老年共病患者这一群体的衰弱患病率进行单独调查，无法对不同性别、年龄等特征的老年共病患者的衰弱患病率进行分层分析。因此，未来尚需通过开展更多的高质量、大样本、多中心研究对本次Meta分析结果进行验证，并进一步探究共病和衰弱之间的因果关系。

【引用本文】

林洋，王芳，王寒，等.老年共病患者衰弱患病率的Meta分析[J].中国全科医学，2023，26（25）：3185-3193. DOI：10.12114/j.issn.1007-9572.2022.0521. [www.chinagp.net]

LIN Y，WANG F，WANG H，et al. Prevalence of frailty in elderly patients with comorbidity：a meta-analysis[J]. Chinese General Practice，2023，26（25）：3185-3193.

利益冲突

本文无利益冲突。

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