引用本文： 牛芳, 陳飛, 梅凡, 高倩倩, 趙黎, 趙冰, 胡凱燕, 馬彬. 衰弱與直立性低血壓發生風險關系的 Meta 分析. 中國循證醫學雜志, 2021, 21(2): 153-159. doi: 10.7507/1672-2531.202008097 復制
直立性低血壓（orthostatic hypotension，OH）是指個體從臥位或坐位變成站立位時心血管反射不能維持血壓的一種現象，易出現在老年人，容易促發暈厥、跌倒、骨折及功能性損傷[1]。OH 并非一種特殊疾病，而是在眾多因素的基礎上人體血壓調節障礙的表現。當機體調節功能失衡無法產生代償作用時，人體則發生 OH[2]。據統計，OH 的患病率隨年齡的增長而增加[3, 4]，如在一般人群中的患病率為 5%～7%[5-7]，65 歲及以上人群中的患病率則上升到 11%～15%[6, 8]，80 歲及以上人群則達到 19%[6]，此外，在住院老年患者中高達 22%[9, 10]。
衰弱是一種與衰老相關的臨床狀態，表現為機體的脆弱性增加、維持穩態的能力下降，使機體處于臨界水平的功能平衡狀態，這種狀態在面對應激事件（跌倒、急性疾病等）時，機體易產生功能平衡失調，進而出現多種不良結局[11]。特別是當衰弱老人因心血管調節功能下降時更易于出現 OH。因此，有人提出 OH 是衰弱狀態的標志之一[9, 12, 13]。OH 最大的危害是跌倒，而跌倒又常是衰弱老人面對的常見應激事件，使本已處于臨界狀態的健康狀況發生顯著改變和失衡，有可能導致功能由獨立到依賴、臥床不起和多種嚴重并發癥，甚至死亡。近年來，衰弱和 OH 之間的關系備受人們關注，國內外陸續有多個研究探討了衰弱和 OH 之間的相關性，但報道結果不盡一致[7, 13, 14]。本研究將采用系統評價和 Meta 分析方法，全面收集衰弱與 OH 相關性的研究，評價衰弱與 OH 發生風險的關系，以期為衰弱和 OH 患者的科學管理提供證據。
1 資料與方法
1.1 納入與排除標準
1.1.1 研究類型
探討衰弱與 OH 關系的橫斷面、病例-對照研究或隊列研究。
1.1.2 研究對象
患有 OH 或衰弱的成年人，不限制患者的性別。
1.1.3 暴露因素
衰弱、衰弱前期。OH 定義為站立后 3 分鐘內收縮壓下降 20 毫米汞柱和/或舒張壓下降 10 毫米汞柱[2, 15]，提取連續測量血壓的數據，而不是間歇測量血壓[16, 17]。衰弱定義為脆弱健康的一種非特異性狀態[18]，本研究中不限制其具體的衰弱評估方法，但排除無明確的衰弱診斷量表或僅通過量表上一個癥狀來評估衰弱的研究。衰弱前期是一種由健康到衰弱的中間過渡狀態，衰弱前期患者更易向衰弱狀態轉變，指具備 Fried 衰弱表型 1 或 2 條的患者[19, 20]。
1.1.4 結局指標
OH 的患病率/發病率。
1.1.5 排除標準
① 非中、英文文獻；② 數據不完整無法提取的文獻；③ 重復發表的文獻。
1.2 文獻檢索策略
計算機檢索 PubMed、EMbase、Web of Science、CNKI、CBM、VIP 和 WanFang Data 數據庫，搜集國內外關于衰弱和直立性低血壓發生關系的相關性研究，檢索時限均從建庫至 2020 年 7 月 7 日。此外，追溯納入文獻的參考文獻，以補充獲取相關文獻。檢索采取主題詞和自由詞相結合的方式。英文檢索詞包括：frailty、frailty syndrome、frail elder、orthostatic hypotension、orthostatic blood pressure 等；中文檢索詞包括：衰弱、衰弱綜合征、衰弱癥、直立性低血壓、體位性低血壓等。以 PubMed 為例，其具體檢索策略見框 1。
1.3 文獻篩選和資料提取
由 2 位評價員獨立篩選文獻、提取資料并交叉核對，如遇分歧，則咨詢第三方協助判斷，缺乏的資料盡量與作者聯系予以補充。文獻篩選時首先閱讀文題和摘要，在排除明顯不相關的文獻后，進一步閱讀全文，以確定最終是否納入。資料提取內容主要包括：① 納入研究的基本信息，包括第一作者和發表年份等；② 研究對象的基線特征，樣本量和平均年齡等；③ 研究所在的國家和樣本來源；④ 衰弱和 OH 的診斷標準；⑤所關注的結局指標和調整因素等。
1.4 納入研究的偏倚風險評價
由 2 名評價員獨立按照美國衛生保健質量和研究機構（Agency for Healthcare Research and Quality，AHRQ）推薦的 11 條標準評價納入橫斷面研究的偏倚風險[21]，分別用“是”、“否”和“不清楚”作答，其中“是”為 1 分，“否或不清楚”為 0 分。設定總評分 0～3 分為低質量，4～7 分為中等質量，8～11 分為高質量[22]。采用 NOS 量表評價納入的病例-對照研究和隊列研究的偏倚風險。
1.5 統計分析
采用 RevMan 5.3 軟件進行 Meta 分析。計數資料采用比值比（odds ratio，OR）為效應指標，計量資料采用均數差（mean difference，MD）為效應指標，各效應量均給出其點估計值和 95%CI。納入研究結果間的異質性采用 χ2 檢驗進行分析（檢驗水準為 α=0.1），同時結合 I2 定量判斷異質性的大小。若各研究結果間無統計學異質性，則采用固定效應模型進行 Meta 分析；若各研究結果間存在統計學異質性，則進一步分析異質性來源，在排除明顯臨床異質性的影響后，采用隨機效應模型進行 Meta 分析。明顯的臨床異質性采用亞組分析或敏感性分析等方法進行處理，或只行描述性分析。P<0.05 被認為差異有統計學意義。本研究擬按以下因素進行亞組分析：衰弱評估工具（Fried 量表、臨床衰弱量表和衰弱指數）、樣本量（<500 例和≥500 例）、地區（歐洲、亞洲和美洲）、研究對象的來源（醫院和社區）。
2 結果
2.1 文獻篩選流程及結果
初檢出相關文獻 746 篇，經逐層篩選后，最終納入 5 個橫斷面研究[7, 12, 13, 23, 24]。文獻篩選流程及結果見圖 1。
圖1
文獻篩選流程及結果
*所檢索的數據庫及檢出文獻數具體如下：PubMed（
2.2 納入研究的基本特征與偏倚風險評價結果
表1
納入研究的基本特征
表2
納入研究的偏倚風險評價結果
2.3 Meta 分析結果
2.3.1 衰弱與 OH 發生風險關系
共納入 5 個研究[7, 12, 13, 23, 24]報告了衰弱與 OH 的患病風險關系，其中 3 個研究[7, 13, 24]同時報告了衰弱前期與 OH 的患病風險關系。固定效應模型 Meta 分析結果顯示：與非衰弱組人群比，衰弱組［OR=1.02，95%CI（0.92，1.13），P=0.70］、衰弱前期組［OR=1.04，95%CI（0.99，1.09），P=0.11］均不會增加 OH 的患病風險（圖 2）。
圖2
衰弱和直立性低血壓發生風險關系的 Meta 分析
2.3.2 亞組分析
按衰弱評估工具（Fried 量表、臨床衰弱量表和衰弱指數）、樣本量（<500 例和≥500 例）、地區（歐洲、亞洲和美洲）、研究對象的來源（醫院和社區）進行亞組分析，結果顯示：① 與非衰弱組人群比，使用臨床衰弱量表［OR=1.58，95%CI（1.00，2.50），P=0.05］，衰弱指數［OR=0.97，95%CI（0.57，1.64），P=0.90］和 Fried 量表［OR=1.00，95%CI（0.90，1.11），P=0.97］評估衰弱時，不會增加 OH 患病風險；② 與非衰弱組人群比，在樣本量<500 例［OR=0.98，95%CI（0.87，1.10），P=0.72］和≥500 例［OR=1.20，95%CI（0.95，1.50），P=0.12］的研究中，衰弱不會增加 OH 的患病風險；③ 非衰弱組人群比，歐洲［OR=0.98，95%CI（0.87，1.10），P=0.70）、亞洲［OR=1.45，95%CI（0.96，2.18），P=0.08］和美洲［OR=1.14，95%CI（0.84，1.54），P=0.41］的研究中，衰弱不會增加 OH 的患病風險；④ 與非衰弱組人群比，在醫院［OR=1.13，95%CI（0.81，1.58），P=0.48］和社區［OR=1.09，95%CI（0.84，1.42），P=0.51］的研究中，衰弱不會增加 OH 的患病風險（表 3）。
表3
衰弱和 OH 發生風險亞組分析結果匯總
3 討論
本研究采用 Meta 分析方法，對衰弱和 OH 之間的關系進行系統評價，納入研究的偏倚風險評分介于 6～8 分之間，提示總體質量較高，保證了本研究結論的可靠性和真實性。
與非衰弱患者相比，衰弱不會增加 OH 的患病風險；這與一個對 5 692 例社區老年人的研究結果相一致[7]。然而一個對 510 例老年住院患者的研究卻揭示衰弱和 OH 患病風險有顯著的關系[9]；這可能與各研究所采用的衰弱評估工具不完全一致、研究對象來源不同及樣本量的大小有關；且目前的研究都是橫斷面研究，尚不能明確衰弱和 OH 發生關系的具體機制。衰弱者因全身多系統器官功能減退，各臟器應激適應能力下降，心血管調節功能下降，易出現 OH，OH 和衰弱可能與身體功能失調具有共同的生理途徑[25]，大多數患有 OH 的老年人并沒有出現與 OH 相關的癥狀。因此，住院老年患者的 OH 可被認為是功能受損的結果，而不是心血管失調，這可能是衰弱老年人肌肉質量和力量下降繼發靜脈回流受損所致[26]。
衰弱前期組 OH 患者的患病風險是非衰弱組的 1.04 倍，但差異無統計學意義。一方面，這可能與納入的研究中，僅有 3 個研究[7, 13, 24]關注衰弱前期的 OH 患者，大多缺乏對于衰弱前期 OH 患者的關注和探討有關；另一方面，目前衰弱評估工具繁多，尚無統一規范，心血管疾病中使用較多的是衰弱表型、衰弱指數、臨床衰弱量表[27]，而這些量表中僅有衰弱表型和衰弱指數評估結果包含衰弱前期[28]，其余量表均只能將患者分為衰弱和不衰弱兩種類型。衰弱前期是一種由健康到衰弱的中間過渡狀態，與年齡相關疾病有關[21]，會增加衰弱[29]及不良結局[30]的發生風險。衰弱前期機體處于健康及生理功能的維持與缺損的平衡狀態，臨床表現不明顯，不易被發覺，在此階段進行干預，可有效減緩衰弱進展、逆轉衰弱，防止不良結局發生[31]。Kojima 等[32]的系統評價結果顯示，23.1% 的衰弱前期老年人不發生衰弱。國外有關衰弱趨勢的研究表明，積極情緒[33]、規律體育運動[34]可降低衰弱發生發展；且衰弱前期老年人恢復到非衰弱狀態的比例遠遠大于衰弱期的老年人，因此我們應當考慮在衰弱前期就進行早期干預，以延緩衰弱的進展。
亞組分析結果表明，衰弱與非衰弱患者相比，使用不同的衰弱評估工具、不同樣本量、醫院和社區人群的 OH 患病風險相當。分析可能原因：① 在衰弱評估方面：目前對于衰弱的評估標準尚未達成共識，如基于衰弱循環模型構建的 Fried 衰弱表型[18]，側重反映生理功能狀態，是目前使用最廣泛的衰弱測評工具，已被多個流行病學研究證實可預測不良的臨床結果[17]；基于累積赤字模型構建的衰弱指數[20]，主要依賴臨床判斷評估衰弱，已被證實與 Fried 量表的評估結果具有較好的一致性[35]；臨床衰弱量表定義的衰弱反映了衰弱的可逆性和動態特性，是一種簡單、方便、適合臨床應用的評估工具，與衰弱指數有良好的相關性，對老年患者不良結局的預測能力相似[20]。目前雖然已經有很多的衰弱評估工具，但沒有統一的操作性定義和金標準，為減少不同衰弱工具的選擇偏倚，有必要統一衰弱定義，確保衰弱篩查工具的有效性。② OH 符合老年綜合征的核心概念[36]，應得到廣泛的臨床關注。然而，不同國家和地區對直立性低血壓的指導方針中，對老年人 OH 評估的建議仍不一致。歐洲高血壓學會建議對所有老年人進行常規 OH 評估，但英國國家衛生與保健優化研究所建議僅當患者出現直立不耐受癥狀時進行 OH 評估[37, 38]，并且 OH 不在患者入院常規檢查的范圍之內，容易被臨床醫生忽略，因此 OH 引起的不良結局也得不到重視，同時導致 OH 與衰弱的相關性研究較少。
本研究納入的研究對象來源于醫院和社區，有較為明確需要觀察的結局指標；有些研究[7, 21, 22]控制了如年齡、性別、受教育年限、癡呆、高血壓、帕金森病、抑郁和跌倒、是否使用鈣通道阻滯劑等大部分可能的混雜因素，減少了對結果的混雜影響；所有納入研究對衰弱和 OH 均進行了定義，并對其采用明確的評估工具進行評估。不同納入研究的異質性低，提高了結果的可信度。但目前關于衰弱和 OH 相關性的研究均為橫斷面研究，無法探究衰弱和 OH 的因果關系。且各研究采用的衰弱評估工具不完全一致，可能存在一定的選擇偏倚；納入的研究樣本量相對較少，只在部分國家和地區開展，這些可能導致報道結果存在差異。因此，今后我們有必要在多個國家和地區開展多中心、大樣本量的前瞻性隊列研究、不限制研究對象來源、使用統一的衰弱評估工具來探究衰弱和 OH 患病風險之間關系，減少評估工具、地區、樣本量可能導致的偏倚，增加結果的可靠性。
本研究為國內外首個對衰弱和 OH 發生關系進行分析的系統評價，文獻總體質量較高增強了系統評價的論證強度。其次，本研究檢索了多個數據庫，確保納入文獻的廣泛代表性，并針對可能的影響因素進行了亞組分析，提高了結果的穩定性。當然，本研究亦存在一定的局限性：① 納入的均為橫斷面研究，尚不能明確衰弱和 OH 之間的因果關系；② 僅納入 5 個研究，納入研究數量較少，亞組分析納入的研究個數更少，影響結果的準確性；③ 運用 3 個衰弱評估工具，評估工具不完全一致，可能會造成一定的偏倚；④ 本研究只納入了中英文文獻，可能存在發表偏倚。
綜上所述，當前證據顯示，衰弱不會增加 OH 的患病風險。目前尚無衰弱與 OH 相關性的隊列研究，無法證實衰弱與 OH 發生風險的因果關系；今后的研究有必要對衰弱實施更嚴格和標準化的定義，通過縱向研究的設計方法去探索衰弱和 OH 發生關系，同時，應重視探討不同地區、不同研究對象來源以及衰弱前期對 OH 發生風險的影響。
直立性低血壓（orthostatic hypotension，OH）是指個體從臥位或坐位變成站立位時心血管反射不能維持血壓的一種現象，易出現在老年人，容易促發暈厥、跌倒、骨折及功能性損傷[1]。OH 并非一種特殊疾病，而是在眾多因素的基礎上人體血壓調節障礙的表現。當機體調節功能失衡無法產生代償作用時，人體則發生 OH[2]。據統計，OH 的患病率隨年齡的增長而增加[3, 4]，如在一般人群中的患病率為 5%～7%[5-7]，65 歲及以上人群中的患病率則上升到 11%～15%[6, 8]，80 歲及以上人群則達到 19%[6]，此外，在住院老年患者中高達 22%[9, 10]。
衰弱是一種與衰老相關的臨床狀態，表現為機體的脆弱性增加、維持穩態的能力下降，使機體處于臨界水平的功能平衡狀態，這種狀態在面對應激事件（跌倒、急性疾病等）時，機體易產生功能平衡失調，進而出現多種不良結局[11]。特別是當衰弱老人因心血管調節功能下降時更易于出現 OH。因此，有人提出 OH 是衰弱狀態的標志之一[9, 12, 13]。OH 最大的危害是跌倒，而跌倒又常是衰弱老人面對的常見應激事件，使本已處于臨界狀態的健康狀況發生顯著改變和失衡，有可能導致功能由獨立到依賴、臥床不起和多種嚴重并發癥，甚至死亡。近年來，衰弱和 OH 之間的關系備受人們關注，國內外陸續有多個研究探討了衰弱和 OH 之間的相關性，但報道結果不盡一致[7, 13, 14]。本研究將采用系統評價和 Meta 分析方法，全面收集衰弱與 OH 相關性的研究，評價衰弱與 OH 發生風險的關系，以期為衰弱和 OH 患者的科學管理提供證據。
1 資料與方法
1.1 納入與排除標準
1.1.1 研究類型
探討衰弱與 OH 關系的橫斷面、病例-對照研究或隊列研究。
1.1.2 研究對象
患有 OH 或衰弱的成年人，不限制患者的性別。
1.1.3 暴露因素
衰弱、衰弱前期。OH 定義為站立后 3 分鐘內收縮壓下降 20 毫米汞柱和/或舒張壓下降 10 毫米汞柱[2, 15]，提取連續測量血壓的數據，而不是間歇測量血壓[16, 17]。衰弱定義為脆弱健康的一種非特異性狀態[18]，本研究中不限制其具體的衰弱評估方法，但排除無明確的衰弱診斷量表或僅通過量表上一個癥狀來評估衰弱的研究。衰弱前期是一種由健康到衰弱的中間過渡狀態，衰弱前期患者更易向衰弱狀態轉變，指具備 Fried 衰弱表型 1 或 2 條的患者[19, 20]。
1.1.4 結局指標
OH 的患病率/發病率。
1.1.5 排除標準
① 非中、英文文獻；② 數據不完整無法提取的文獻；③ 重復發表的文獻。
1.2 文獻檢索策略
計算機檢索 PubMed、EMbase、Web of Science、CNKI、CBM、VIP 和 WanFang Data 數據庫，搜集國內外關于衰弱和直立性低血壓發生關系的相關性研究，檢索時限均從建庫至 2020 年 7 月 7 日。此外，追溯納入文獻的參考文獻，以補充獲取相關文獻。檢索采取主題詞和自由詞相結合的方式。英文檢索詞包括：frailty、frailty syndrome、frail elder、orthostatic hypotension、orthostatic blood pressure 等；中文檢索詞包括：衰弱、衰弱綜合征、衰弱癥、直立性低血壓、體位性低血壓等。以 PubMed 為例，其具體檢索策略見框 1。
1.3 文獻篩選和資料提取
由 2 位評價員獨立篩選文獻、提取資料并交叉核對，如遇分歧，則咨詢第三方協助判斷，缺乏的資料盡量與作者聯系予以補充。文獻篩選時首先閱讀文題和摘要，在排除明顯不相關的文獻后，進一步閱讀全文，以確定最終是否納入。資料提取內容主要包括：① 納入研究的基本信息，包括第一作者和發表年份等；② 研究對象的基線特征，樣本量和平均年齡等；③ 研究所在的國家和樣本來源；④ 衰弱和 OH 的診斷標準；⑤所關注的結局指標和調整因素等。
1.4 納入研究的偏倚風險評價
由 2 名評價員獨立按照美國衛生保健質量和研究機構（Agency for Healthcare Research and Quality，AHRQ）推薦的 11 條標準評價納入橫斷面研究的偏倚風險[21]，分別用“是”、“否”和“不清楚”作答，其中“是”為 1 分，“否或不清楚”為 0 分。設定總評分 0～3 分為低質量，4～7 分為中等質量，8～11 分為高質量[22]。采用 NOS 量表評價納入的病例-對照研究和隊列研究的偏倚風險。
1.5 統計分析
采用 RevMan 5.3 軟件進行 Meta 分析。計數資料采用比值比（odds ratio，OR）為效應指標，計量資料采用均數差（mean difference，MD）為效應指標，各效應量均給出其點估計值和 95%CI。納入研究結果間的異質性采用 χ2 檢驗進行分析（檢驗水準為 α=0.1），同時結合 I2 定量判斷異質性的大小。若各研究結果間無統計學異質性，則采用固定效應模型進行 Meta 分析；若各研究結果間存在統計學異質性，則進一步分析異質性來源，在排除明顯臨床異質性的影響后，采用隨機效應模型進行 Meta 分析。明顯的臨床異質性采用亞組分析或敏感性分析等方法進行處理，或只行描述性分析。P<0.05 被認為差異有統計學意義。本研究擬按以下因素進行亞組分析：衰弱評估工具（Fried 量表、臨床衰弱量表和衰弱指數）、樣本量（<500 例和≥500 例）、地區（歐洲、亞洲和美洲）、研究對象的來源（醫院和社區）。
2 結果
2.1 文獻篩選流程及結果
初檢出相關文獻 746 篇，經逐層篩選后，最終納入 5 個橫斷面研究[7, 12, 13, 23, 24]。文獻篩選流程及結果見圖 1。
圖1
文獻篩選流程及結果
*所檢索的數據庫及檢出文獻數具體如下：PubMed（
2.2 納入研究的基本特征與偏倚風險評價結果
表1
納入研究的基本特征
表2
納入研究的偏倚風險評價結果
2.3 Meta 分析結果
2.3.1 衰弱與 OH 發生風險關系
共納入 5 個研究[7, 12, 13, 23, 24]報告了衰弱與 OH 的患病風險關系，其中 3 個研究[7, 13, 24]同時報告了衰弱前期與 OH 的患病風險關系。固定效應模型 Meta 分析結果顯示：與非衰弱組人群比，衰弱組［OR=1.02，95%CI（0.92，1.13），P=0.70］、衰弱前期組［OR=1.04，95%CI（0.99，1.09），P=0.11］均不會增加 OH 的患病風險（圖 2）。
圖2
衰弱和直立性低血壓發生風險關系的 Meta 分析
2.3.2 亞組分析
按衰弱評估工具（Fried 量表、臨床衰弱量表和衰弱指數）、樣本量（<500 例和≥500 例）、地區（歐洲、亞洲和美洲）、研究對象的來源（醫院和社區）進行亞組分析，結果顯示：① 與非衰弱組人群比，使用臨床衰弱量表［OR=1.58，95%CI（1.00，2.50），P=0.05］，衰弱指數［OR=0.97，95%CI（0.57，1.64），P=0.90］和 Fried 量表［OR=1.00，95%CI（0.90，1.11），P=0.97］評估衰弱時，不會增加 OH 患病風險；② 與非衰弱組人群比，在樣本量<500 例［OR=0.98，95%CI（0.87，1.10），P=0.72］和≥500 例［OR=1.20，95%CI（0.95，1.50），P=0.12］的研究中，衰弱不會增加 OH 的患病風險；③ 非衰弱組人群比，歐洲［OR=0.98，95%CI（0.87，1.10），P=0.70）、亞洲［OR=1.45，95%CI（0.96，2.18），P=0.08］和美洲［OR=1.14，95%CI（0.84，1.54），P=0.41］的研究中，衰弱不會增加 OH 的患病風險；④ 與非衰弱組人群比，在醫院［OR=1.13，95%CI（0.81，1.58），P=0.48］和社區［OR=1.09，95%CI（0.84，1.42），P=0.51］的研究中，衰弱不會增加 OH 的患病風險（表 3）。
表3
衰弱和 OH 發生風險亞組分析結果匯總
3 討論
本研究采用 Meta 分析方法，對衰弱和 OH 之間的關系進行系統評價，納入研究的偏倚風險評分介于 6～8 分之間，提示總體質量較高，保證了本研究結論的可靠性和真實性。
與非衰弱患者相比，衰弱不會增加 OH 的患病風險；這與一個對 5 692 例社區老年人的研究結果相一致[7]。然而一個對 510 例老年住院患者的研究卻揭示衰弱和 OH 患病風險有顯著的關系[9]；這可能與各研究所采用的衰弱評估工具不完全一致、研究對象來源不同及樣本量的大小有關；且目前的研究都是橫斷面研究，尚不能明確衰弱和 OH 發生關系的具體機制。衰弱者因全身多系統器官功能減退，各臟器應激適應能力下降，心血管調節功能下降，易出現 OH，OH 和衰弱可能與身體功能失調具有共同的生理途徑[25]，大多數患有 OH 的老年人并沒有出現與 OH 相關的癥狀。因此，住院老年患者的 OH 可被認為是功能受損的結果，而不是心血管失調，這可能是衰弱老年人肌肉質量和力量下降繼發靜脈回流受損所致[26]。
衰弱前期組 OH 患者的患病風險是非衰弱組的 1.04 倍，但差異無統計學意義。一方面，這可能與納入的研究中，僅有 3 個研究[7, 13, 24]關注衰弱前期的 OH 患者，大多缺乏對于衰弱前期 OH 患者的關注和探討有關；另一方面，目前衰弱評估工具繁多，尚無統一規范，心血管疾病中使用較多的是衰弱表型、衰弱指數、臨床衰弱量表[27]，而這些量表中僅有衰弱表型和衰弱指數評估結果包含衰弱前期[28]，其余量表均只能將患者分為衰弱和不衰弱兩種類型。衰弱前期是一種由健康到衰弱的中間過渡狀態，與年齡相關疾病有關[21]，會增加衰弱[29]及不良結局[30]的發生風險。衰弱前期機體處于健康及生理功能的維持與缺損的平衡狀態，臨床表現不明顯，不易被發覺，在此階段進行干預，可有效減緩衰弱進展、逆轉衰弱，防止不良結局發生[31]。Kojima 等[32]的系統評價結果顯示，23.1% 的衰弱前期老年人不發生衰弱。國外有關衰弱趨勢的研究表明，積極情緒[33]、規律體育運動[34]可降低衰弱發生發展；且衰弱前期老年人恢復到非衰弱狀態的比例遠遠大于衰弱期的老年人，因此我們應當考慮在衰弱前期就進行早期干預，以延緩衰弱的進展。
亞組分析結果表明，衰弱與非衰弱患者相比，使用不同的衰弱評估工具、不同樣本量、醫院和社區人群的 OH 患病風險相當。分析可能原因：① 在衰弱評估方面：目前對于衰弱的評估標準尚未達成共識，如基于衰弱循環模型構建的 Fried 衰弱表型[18]，側重反映生理功能狀態，是目前使用最廣泛的衰弱測評工具，已被多個流行病學研究證實可預測不良的臨床結果[17]；基于累積赤字模型構建的衰弱指數[20]，主要依賴臨床判斷評估衰弱，已被證實與 Fried 量表的評估結果具有較好的一致性[35]；臨床衰弱量表定義的衰弱反映了衰弱的可逆性和動態特性，是一種簡單、方便、適合臨床應用的評估工具，與衰弱指數有良好的相關性，對老年患者不良結局的預測能力相似[20]。目前雖然已經有很多的衰弱評估工具，但沒有統一的操作性定義和金標準，為減少不同衰弱工具的選擇偏倚，有必要統一衰弱定義，確保衰弱篩查工具的有效性。② OH 符合老年綜合征的核心概念[36]，應得到廣泛的臨床關注。然而，不同國家和地區對直立性低血壓的指導方針中，對老年人 OH 評估的建議仍不一致。歐洲高血壓學會建議對所有老年人進行常規 OH 評估，但英國國家衛生與保健優化研究所建議僅當患者出現直立不耐受癥狀時進行 OH 評估[37, 38]，并且 OH 不在患者入院常規檢查的范圍之內，容易被臨床醫生忽略，因此 OH 引起的不良結局也得不到重視，同時導致 OH 與衰弱的相關性研究較少。
本研究納入的研究對象來源于醫院和社區，有較為明確需要觀察的結局指標；有些研究[7, 21, 22]控制了如年齡、性別、受教育年限、癡呆、高血壓、帕金森病、抑郁和跌倒、是否使用鈣通道阻滯劑等大部分可能的混雜因素，減少了對結果的混雜影響；所有納入研究對衰弱和 OH 均進行了定義，并對其采用明確的評估工具進行評估。不同納入研究的異質性低，提高了結果的可信度。但目前關于衰弱和 OH 相關性的研究均為橫斷面研究，無法探究衰弱和 OH 的因果關系。且各研究采用的衰弱評估工具不完全一致，可能存在一定的選擇偏倚；納入的研究樣本量相對較少，只在部分國家和地區開展，這些可能導致報道結果存在差異。因此，今后我們有必要在多個國家和地區開展多中心、大樣本量的前瞻性隊列研究、不限制研究對象來源、使用統一的衰弱評估工具來探究衰弱和 OH 患病風險之間關系，減少評估工具、地區、樣本量可能導致的偏倚，增加結果的可靠性。
本研究為國內外首個對衰弱和 OH 發生關系進行分析的系統評價，文獻總體質量較高增強了系統評價的論證強度。其次，本研究檢索了多個數據庫，確保納入文獻的廣泛代表性，并針對可能的影響因素進行了亞組分析，提高了結果的穩定性。當然，本研究亦存在一定的局限性：① 納入的均為橫斷面研究，尚不能明確衰弱和 OH 之間的因果關系；② 僅納入 5 個研究，納入研究數量較少，亞組分析納入的研究個數更少，影響結果的準確性；③ 運用 3 個衰弱評估工具，評估工具不完全一致，可能會造成一定的偏倚；④ 本研究只納入了中英文文獻，可能存在發表偏倚。
綜上所述，當前證據顯示，衰弱不會增加 OH 的患病風險。目前尚無衰弱與 OH 相關性的隊列研究，無法證實衰弱與 OH 發生風險的因果關系；今后的研究有必要對衰弱實施更嚴格和標準化的定義，通過縱向研究的設計方法去探索衰弱和 OH 發生關系，同時，應重視探討不同地區、不同研究對象來源以及衰弱前期對 OH 發生風險的影響。
