引用本文： 王柄茜, 顧寧. 衰弱與非心血管手術心力衰竭患者結局的Meta分析. 中國循證醫學雜志, 2022, 22(4): 394-402. doi: 10.7507/1672-2531.202201026 復制
衰弱是一種多方面的生理綜合征[1]，表現為神經肌肉[2]、免疫[3]、神經內分泌[4]等系統的功能紊亂、氧化應激和炎癥反應失衡[5]。其使多個系統的生理儲備能力下降，全身各器官生理機能衰退，從而導致各種疾病[6]。研究顯示，65歲以上的患者中大約有10%患有衰弱，衰弱在85歲以上的患者中甚至占比達50%[7]。衰弱與心力衰竭（heart failure，HF）互相關聯[8]，HF患者存在多種并發癥[9]，具體表現為多個器官和功能的受累和損傷，而這可能會加劇衰弱[10]；另一方面，衰弱可降低HF患者對心肌缺血、壓力和容量超負荷的承受能力，也增加了心律失常的風險[11]，因此，歐洲心臟病學會建議HF患者的衰弱被定義為一種HF患者更容易受到應激影響、與年齡無關的多維動態狀態[12]。而相比于非HF患者，HF患者衰弱的可能性高達6倍，衰弱患者新發HF的風險也顯著增加[8]。近來，多個系統評價結果證明，衰弱與冠狀動脈粥樣硬化性心臟病[13]、主動脈瓣嚴重狹窄[14]、惡性腫瘤、腦卒中[15]手術患者的術后不良預后有關。在心血管手術干預的HF患者中，衰弱對其術后影響也具有類似的效應[16]。既往關于衰弱對心衰患者臨床結果的Meta分析發表時間較早，結論尚不統一[17-18]，其中衰弱對非心血管手術心衰患者的預后效應尚未得到明確。同時，與之相關的研究的結果并不一致。因此，本研究系統評價衰弱與未行心血管手術干預的心衰患者預后的相關性，為探討衰弱對未行心血管手術心衰患者結局的影響提供參考依據。
1 資料與方法
1.1 納入與排除標準
1.1.1 研究類型
隊列研究。
1.1.2 研究對象
臨床明確診斷為HF的患者。病例組為通過衰弱量表評估為衰弱的未行心血管手術HF患者，對照組為非衰弱非心血管手術HF患者。心血管手術是指：經皮冠狀動脈支架植入術、射頻消融術、左室輔助裝置、瓣膜置換術和心臟移植等。
1.1.3 結局指標
① 多因素校正后的全因死亡率；② 多因素校正后的住院率；③ 多因素校正后的聯合終點（全因死亡率+住院率）。
1.1.4 排除標準
① 納入患者采取了手術措施；② 無法提取或計算結局指標效應量的研究；③ 無法獲得全文以供分析的研究；④ 重復發表的研究；⑤ 低質量的研究。
1.2 文獻檢索策略
計算機檢索CNKI、VIP、CBM、WanFang Data、PubMed、EMbase、Web of Science和The Cochrane Library數據庫，搜集關于衰弱對非心血管手術HF患者預后影響的隊列研究，檢索時限均從建庫至2021年11月1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。中文檢索詞包括：衰弱、虛弱、心衰、心力衰竭等；英文檢索詞包括：heart failure、heart decompensation、cardiac failure、cardiac decompensation、myocardial failure、myocardial decompensation、debility、frailty syndrome、frailty、frailness等。以CNKI為例，其具體檢索策略見框1。
圖1
1.3 文獻篩選與資料提取
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，則討論解決，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、發表時間、研究國家；② 研究對象的基線特征，包括各組的樣本數、年齡、性別；③ 衰弱的評估方法；④ HR及其95%可信區間（confidence interval，CI）；⑤ 隨訪時間。
1.4 納入研究的偏倚風險評價
由2名研究者獨立評價納入研究的偏倚風險，并交叉核對結果。采用紐卡斯爾-渥太華量表（Newcastle-Ottawa Scale，NOS）評價納入研究的質量，得分7～9分為研究質量高，5～6分為質量中等，≤4分為質量低。
1.5 統計分析
使用RevMan 5.3軟件和Stata 14.0軟件進行統計分析。效應量采用HR及其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。采用漏斗圖、Egger’s檢驗進行發表偏倚檢驗。
2 結果
2.1 文獻篩選流程及結果
初檢出相關文獻5 887篇，經逐層篩選后，最終納入20個隊列研究[19-38]，包括11 127例患者。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：The Cochrane Library（
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（分）
2.3 Meta分析結果
2.3.1 全因死亡率
共納入17個隊列研究[19-23,25-27,29-36,38]，包括7 301例患者。固定效應模型Meta分析結果顯示：衰弱組的全因死亡率高于對照組［HR=1.72，95%CI（1.61，1.84），P<0.000 01］（表3）。按衰弱評價方法、HFrEF或HFpEF、前瞻性或回顧性隊列研究、文獻質量、隨訪時間≤1年或>1年、發表時間、研究地區、是否控制調整因素進行亞組分析，亞組結果均顯示衰弱組患者全因死亡率高于對照組（表4）。
表3
Meta分析結果匯總表
表4
衰弱與非心血管手術心衰患者全因死亡率的亞組分析結果
2.3.2 住院率
共納入8個隊列研究[21,26,28-30,32,36,38]，包括2 992例患者。隨機效應模型Meta分析結果顯示：衰弱組的住院率高于對照組［HR=2.06，95%CI（1.26，3.37），P=0.004］（表3）。納入研究均為前瞻性隊列研究，按衰弱評價方法、HFrEF或HFpEF、文獻質量、隨訪時間≤1年或>1年、發表時間、研究地區、是否控制調整因素進行亞組分析，亞組結果均顯示衰弱組患者住院率高于對照組（表5）。無論是總效應值或亞組分析，研究間異質性均偏高，通過剔除顧俊等[38]和李德勇等[36]兩項研究，異質性均明顯降低，但總效應值或亞組分析結果并未發生明顯變化。
表5
衰弱與非心血管手術心衰患者住院率的亞組分析結果
2.3.3 聯合終點
共納入5個隊列研究[24,26-27,32,37]，包括2 897例患者。固定效應模型Meta分析結果顯示：衰弱組的全因死亡及住院聯合風險高于對照組［HR=1.59，95%CI（1.37，1.84），P<0.000 01］（表3）。
2.4 敏感性分析
采用逐一剔除研究的方法對以上3個指標進行敏感性分析，合并效應值未見明顯變化，提示本研究結果較為穩健。
2.5 發表偏倚檢驗
對全因死亡率指標進行發表偏倚檢測，漏斗圖和Egger’s檢驗結果（P=0.242），提示存在發表偏倚的可能性較小（篇幅所限，漏斗圖可聯系通訊作者獲取）。
3 討論
隨著老齡化社會的發展，老年心血管病發病率持續增高，而HF是此類人群發病和死亡的主要原因[39]，由于兩者在病理進展上相互重疊，HF往往與衰弱共存[40]。因此，近來逐漸強調將衰弱評估納入HF的預后判斷和治療方案中，以促進對HF患者更全面完善的綜合管理[41]。本研究發現，在未行心血管手術干預的HF患者人群中，衰弱可顯著增加全因死亡率及住院率，這與既往研究結果一致[17]，本研究新增了聯合終點指標，結果發現衰弱患者的全因死亡和住院的聯合風險也高于非衰弱患者，且研究間無明顯異質性。此外，本研究按衰弱評價方法、HFrEF或HFpEF、前瞻性或回顧性隊列研究、文獻質量、隨訪時間≤1年或>1年、發表時間、研究地區、是否控制調整因素對全因死亡率進行亞組分析，結果均顯示衰弱與非心血管手術干預HF患者不良預后有關。由于本研究住院率指標的研究間異質性較高，以國家、量表類型為變量進行的Meta回歸，結果顯示衰弱對此類人群住院率的影響可能與所處國家無關。而通過敏感性分析顯示，顧俊等[38]和李德勇等[36]兩個研究造成了研究間較大異質性，考慮可能與文獻質量、納入研究人群之間的差異等因素有關。
2017年的Tes等[16]進行了衰弱對心血管手術干預HF患者預后影響的系統評價，其匯總了2014至2017年之間發表的13個研究，納入文獻的干預措施為“左室輔助裝置植入”，納入樣本以晚期HF患者為主，主要結局指標為拔管時間、短期死亡率、長期死亡率。與本研究相比，在Tes等[16]的研究中，以長期死亡率為指標納入的7個研究系統評價結果表明，予以心血管手術干預后，患者死亡風險降低了0.28（HR：1.72 vs. 1.44）。盡管多個衰弱和臨床結果的研究中存在異質性，且衰弱的影響是多因素的[42]，這在一定程度上說明，衰弱至少是可以部分逆轉的，而如果與心臟因素相關而不是與非心臟因素相關，那么逆轉衰弱的可能性更大，而構成患者衰弱的心臟和非心臟相關因素的相對比例則決定了這種可能性的大小[43]，但這需要進一步的研究予以證實。
軀體性衰弱評估工具，即衰弱表型量表（fried frailty phenotype，FFP）是評估HF患者衰弱程度的常用方法，該方法主要包括5個身體狀況指標，即體重減輕、自訴疲乏、握力下降、行走速度減慢和活動量降低[44]。首先亞組分析結果發現，采用FFP對衰弱進行評估的研究，其死亡風險與住院風險相對于總體效應要高。這可能是由于：① 在HF患者中，炎癥失衡會致代謝損傷，其中胰島素抵抗會使全身系統或器官不能充分有效運用葡萄糖產生足夠能量以供機體使用，使機體易出現疲乏及體重減輕[45]，存在心源性惡病質的晚期HF患者中，以上表現更明顯[46]。② 老年HF患者可能存在多種并發癥，影響機體的生理儲備及其他器官系統的生理機能。這都與FPP的部分評價指標重疊，可能導致以FPP評估衰弱的研究中，死亡風險及住院風險總體較高。通過對HF亞型進行亞組分析，結果發現HFrEF伴衰弱的患者全因死亡風險低于HFpEF伴衰弱的患者（HR：1.72 vs. 2.54），住院率亞組分析結果顯示HFrEF伴衰弱的患者住院風險高于HFpEF伴衰弱的患者（HR：1.94 vs. 1.55），而近來有研究表明，衰弱評估不同亞型HF患者的預后風險結果相似[47-48]，但是目前所納入的相關研究及數據較少，其結論有待進一步驗證。
隨訪時間小于等于1年或2018年以后的研究報道的全因死亡風險或住院風險，均高于隨訪時間大于1年或2018年以前的研究，這可能是因為隨著隨訪時間的延長，對患者的綜合管理及健康教育可能會改變部分患者的認知程度，提高患者對病情的自我管控能力，重視對藥物的使用及生活習慣的改變。另外，醫務工作者增加了對HF患者人群衰弱的關注度，并研制、開發了多種不同的工具來評估與測量衰弱，使HF患者人群中衰弱的檢出率得到了明顯的提高[49]。衰弱對亞洲地區未行心血管手術HF患者的全因死亡及住院風險的影響效應高于西歐和美國，可能與后者研究來源于高收入國家、綜合醫療福利政策較為完善有關。
HF伴衰弱患者的不良預后的部分機制可能為HF產生的炎癥反應失衡導致代謝損傷，造成肌肉質量的丟失，脂肪的相對積累[50]，伴有肌肉間脂肪含量升高、肌肉纖維化、毛細血管密度降低等肌肉結構異常[51]，同時HF的進行性低灌注[52]會造成全身的器官及系統的結構和功能異常[53]，影響著衰弱的發生和發展。另一方面，衰弱可導致HF患者心臟結構和/或功能異常，加劇HF的嚴重程度[54]。因此，對HF患者更應該進行全面的衰弱評估，并對伴有衰弱的HF患者采取更全面的管理方法。
在HF患者中，衰弱的患病率約為18%～54%[55]。在HFpEF患者中[56]，衰弱患病率高達60%～90%，因此有必要對所有HF患者進行衰弱篩查。但是當前對衰弱的認識和評估分類缺乏統一的共識和標準[57]，目前盡管已證明衰弱對預后具有不利影響，但人們對衰弱的診斷重視程度卻依然相對較低[41]。因此，重視將衰弱評估作為常規手段納入到HF的預后和治療模型，有利于促進對HF實施更全面的綜合管理，并應制定統一可信且得到公認的衰弱評估標準，對相關人群進行正確診斷和有效干預。
本研究的局限性：① 部分亞組分析所納入的研究及樣本量較少，且異質性在亞組分析后并未明顯降低，可能會影響結果的準確性；② 衰弱的預后是多方面的，除身體素質的影響外，還包括心理認知、社會狀態等方面，而目前納入的研究對衰弱的評估主要集中在軀體損傷領域，對非軀體損傷領域評估的忽視與不足可能會造成一定異質性。現有的大多數研究未對非軀體損傷領域進行詳細描述，因此無法再進行相關亞組分析；③ 所納入文獻僅為中、英文文獻，可能會存在語言偏倚。
綜上所述，目前證據顯示，衰弱增加非心血管手術HF患者全因死亡、住院、聯合終點風險。但受納入研究數量和質量限制，上述結論尚需開展更多高質量研究予以驗證。
衰弱是一種多方面的生理綜合征[1]，表現為神經肌肉[2]、免疫[3]、神經內分泌[4]等系統的功能紊亂、氧化應激和炎癥反應失衡[5]。其使多個系統的生理儲備能力下降，全身各器官生理機能衰退，從而導致各種疾病[6]。研究顯示，65歲以上的患者中大約有10%患有衰弱，衰弱在85歲以上的患者中甚至占比達50%[7]。衰弱與心力衰竭（heart failure，HF）互相關聯[8]，HF患者存在多種并發癥[9]，具體表現為多個器官和功能的受累和損傷，而這可能會加劇衰弱[10]；另一方面，衰弱可降低HF患者對心肌缺血、壓力和容量超負荷的承受能力，也增加了心律失常的風險[11]，因此，歐洲心臟病學會建議HF患者的衰弱被定義為一種HF患者更容易受到應激影響、與年齡無關的多維動態狀態[12]。而相比于非HF患者，HF患者衰弱的可能性高達6倍，衰弱患者新發HF的風險也顯著增加[8]。近來，多個系統評價結果證明，衰弱與冠狀動脈粥樣硬化性心臟病[13]、主動脈瓣嚴重狹窄[14]、惡性腫瘤、腦卒中[15]手術患者的術后不良預后有關。在心血管手術干預的HF患者中，衰弱對其術后影響也具有類似的效應[16]。既往關于衰弱對心衰患者臨床結果的Meta分析發表時間較早，結論尚不統一[17-18]，其中衰弱對非心血管手術心衰患者的預后效應尚未得到明確。同時，與之相關的研究的結果并不一致。因此，本研究系統評價衰弱與未行心血管手術干預的心衰患者預后的相關性，為探討衰弱對未行心血管手術心衰患者結局的影響提供參考依據。
1 資料與方法
1.1 納入與排除標準
1.1.1 研究類型
隊列研究。
1.1.2 研究對象
臨床明確診斷為HF的患者。病例組為通過衰弱量表評估為衰弱的未行心血管手術HF患者，對照組為非衰弱非心血管手術HF患者。心血管手術是指：經皮冠狀動脈支架植入術、射頻消融術、左室輔助裝置、瓣膜置換術和心臟移植等。
1.1.3 結局指標
① 多因素校正后的全因死亡率；② 多因素校正后的住院率；③ 多因素校正后的聯合終點（全因死亡率+住院率）。
1.1.4 排除標準
① 納入患者采取了手術措施；② 無法提取或計算結局指標效應量的研究；③ 無法獲得全文以供分析的研究；④ 重復發表的研究；⑤ 低質量的研究。
1.2 文獻檢索策略
計算機檢索CNKI、VIP、CBM、WanFang Data、PubMed、EMbase、Web of Science和The Cochrane Library數據庫，搜集關于衰弱對非心血管手術HF患者預后影響的隊列研究，檢索時限均從建庫至2021年11月1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。中文檢索詞包括：衰弱、虛弱、心衰、心力衰竭等；英文檢索詞包括：heart failure、heart decompensation、cardiac failure、cardiac decompensation、myocardial failure、myocardial decompensation、debility、frailty syndrome、frailty、frailness等。以CNKI為例，其具體檢索策略見框1。
圖1
1.3 文獻篩選與資料提取
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，則討論解決，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、發表時間、研究國家；② 研究對象的基線特征，包括各組的樣本數、年齡、性別；③ 衰弱的評估方法；④ HR及其95%可信區間（confidence interval，CI）；⑤ 隨訪時間。
1.4 納入研究的偏倚風險評價
由2名研究者獨立評價納入研究的偏倚風險，并交叉核對結果。采用紐卡斯爾-渥太華量表（Newcastle-Ottawa Scale，NOS）評價納入研究的質量，得分7～9分為研究質量高，5～6分為質量中等，≤4分為質量低。
1.5 統計分析
使用RevMan 5.3軟件和Stata 14.0軟件進行統計分析。效應量采用HR及其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。采用漏斗圖、Egger’s檢驗進行發表偏倚檢驗。
2 結果
2.1 文獻篩選流程及結果
初檢出相關文獻5 887篇，經逐層篩選后，最終納入20個隊列研究[19-38]，包括11 127例患者。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：The Cochrane Library（
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（分）
2.3 Meta分析結果
2.3.1 全因死亡率
共納入17個隊列研究[19-23,25-27,29-36,38]，包括7 301例患者。固定效應模型Meta分析結果顯示：衰弱組的全因死亡率高于對照組［HR=1.72，95%CI（1.61，1.84），P<0.000 01］（表3）。按衰弱評價方法、HFrEF或HFpEF、前瞻性或回顧性隊列研究、文獻質量、隨訪時間≤1年或>1年、發表時間、研究地區、是否控制調整因素進行亞組分析，亞組結果均顯示衰弱組患者全因死亡率高于對照組（表4）。
表3
Meta分析結果匯總表
表4
衰弱與非心血管手術心衰患者全因死亡率的亞組分析結果
2.3.2 住院率
共納入8個隊列研究[21,26,28-30,32,36,38]，包括2 992例患者。隨機效應模型Meta分析結果顯示：衰弱組的住院率高于對照組［HR=2.06，95%CI（1.26，3.37），P=0.004］（表3）。納入研究均為前瞻性隊列研究，按衰弱評價方法、HFrEF或HFpEF、文獻質量、隨訪時間≤1年或>1年、發表時間、研究地區、是否控制調整因素進行亞組分析，亞組結果均顯示衰弱組患者住院率高于對照組（表5）。無論是總效應值或亞組分析，研究間異質性均偏高，通過剔除顧俊等[38]和李德勇等[36]兩項研究，異質性均明顯降低，但總效應值或亞組分析結果并未發生明顯變化。
表5
衰弱與非心血管手術心衰患者住院率的亞組分析結果
2.3.3 聯合終點
共納入5個隊列研究[24,26-27,32,37]，包括2 897例患者。固定效應模型Meta分析結果顯示：衰弱組的全因死亡及住院聯合風險高于對照組［HR=1.59，95%CI（1.37，1.84），P<0.000 01］（表3）。
2.4 敏感性分析
采用逐一剔除研究的方法對以上3個指標進行敏感性分析，合并效應值未見明顯變化，提示本研究結果較為穩健。
2.5 發表偏倚檢驗
對全因死亡率指標進行發表偏倚檢測，漏斗圖和Egger’s檢驗結果（P=0.242），提示存在發表偏倚的可能性較小（篇幅所限，漏斗圖可聯系通訊作者獲取）。
3 討論
隨著老齡化社會的發展，老年心血管病發病率持續增高，而HF是此類人群發病和死亡的主要原因[39]，由于兩者在病理進展上相互重疊，HF往往與衰弱共存[40]。因此，近來逐漸強調將衰弱評估納入HF的預后判斷和治療方案中，以促進對HF患者更全面完善的綜合管理[41]。本研究發現，在未行心血管手術干預的HF患者人群中，衰弱可顯著增加全因死亡率及住院率，這與既往研究結果一致[17]，本研究新增了聯合終點指標，結果發現衰弱患者的全因死亡和住院的聯合風險也高于非衰弱患者，且研究間無明顯異質性。此外，本研究按衰弱評價方法、HFrEF或HFpEF、前瞻性或回顧性隊列研究、文獻質量、隨訪時間≤1年或>1年、發表時間、研究地區、是否控制調整因素對全因死亡率進行亞組分析，結果均顯示衰弱與非心血管手術干預HF患者不良預后有關。由于本研究住院率指標的研究間異質性較高，以國家、量表類型為變量進行的Meta回歸，結果顯示衰弱對此類人群住院率的影響可能與所處國家無關。而通過敏感性分析顯示，顧俊等[38]和李德勇等[36]兩個研究造成了研究間較大異質性，考慮可能與文獻質量、納入研究人群之間的差異等因素有關。
2017年的Tes等[16]進行了衰弱對心血管手術干預HF患者預后影響的系統評價，其匯總了2014至2017年之間發表的13個研究，納入文獻的干預措施為“左室輔助裝置植入”，納入樣本以晚期HF患者為主，主要結局指標為拔管時間、短期死亡率、長期死亡率。與本研究相比，在Tes等[16]的研究中，以長期死亡率為指標納入的7個研究系統評價結果表明，予以心血管手術干預后，患者死亡風險降低了0.28（HR：1.72 vs. 1.44）。盡管多個衰弱和臨床結果的研究中存在異質性，且衰弱的影響是多因素的[42]，這在一定程度上說明，衰弱至少是可以部分逆轉的，而如果與心臟因素相關而不是與非心臟因素相關，那么逆轉衰弱的可能性更大，而構成患者衰弱的心臟和非心臟相關因素的相對比例則決定了這種可能性的大小[43]，但這需要進一步的研究予以證實。
軀體性衰弱評估工具，即衰弱表型量表（fried frailty phenotype，FFP）是評估HF患者衰弱程度的常用方法，該方法主要包括5個身體狀況指標，即體重減輕、自訴疲乏、握力下降、行走速度減慢和活動量降低[44]。首先亞組分析結果發現，采用FFP對衰弱進行評估的研究，其死亡風險與住院風險相對于總體效應要高。這可能是由于：① 在HF患者中，炎癥失衡會致代謝損傷，其中胰島素抵抗會使全身系統或器官不能充分有效運用葡萄糖產生足夠能量以供機體使用，使機體易出現疲乏及體重減輕[45]，存在心源性惡病質的晚期HF患者中，以上表現更明顯[46]。② 老年HF患者可能存在多種并發癥，影響機體的生理儲備及其他器官系統的生理機能。這都與FPP的部分評價指標重疊，可能導致以FPP評估衰弱的研究中，死亡風險及住院風險總體較高。通過對HF亞型進行亞組分析，結果發現HFrEF伴衰弱的患者全因死亡風險低于HFpEF伴衰弱的患者（HR：1.72 vs. 2.54），住院率亞組分析結果顯示HFrEF伴衰弱的患者住院風險高于HFpEF伴衰弱的患者（HR：1.94 vs. 1.55），而近來有研究表明，衰弱評估不同亞型HF患者的預后風險結果相似[47-48]，但是目前所納入的相關研究及數據較少，其結論有待進一步驗證。
隨訪時間小于等于1年或2018年以后的研究報道的全因死亡風險或住院風險，均高于隨訪時間大于1年或2018年以前的研究，這可能是因為隨著隨訪時間的延長，對患者的綜合管理及健康教育可能會改變部分患者的認知程度，提高患者對病情的自我管控能力，重視對藥物的使用及生活習慣的改變。另外，醫務工作者增加了對HF患者人群衰弱的關注度，并研制、開發了多種不同的工具來評估與測量衰弱，使HF患者人群中衰弱的檢出率得到了明顯的提高[49]。衰弱對亞洲地區未行心血管手術HF患者的全因死亡及住院風險的影響效應高于西歐和美國，可能與后者研究來源于高收入國家、綜合醫療福利政策較為完善有關。
HF伴衰弱患者的不良預后的部分機制可能為HF產生的炎癥反應失衡導致代謝損傷，造成肌肉質量的丟失，脂肪的相對積累[50]，伴有肌肉間脂肪含量升高、肌肉纖維化、毛細血管密度降低等肌肉結構異常[51]，同時HF的進行性低灌注[52]會造成全身的器官及系統的結構和功能異常[53]，影響著衰弱的發生和發展。另一方面，衰弱可導致HF患者心臟結構和/或功能異常，加劇HF的嚴重程度[54]。因此，對HF患者更應該進行全面的衰弱評估，并對伴有衰弱的HF患者采取更全面的管理方法。
在HF患者中，衰弱的患病率約為18%～54%[55]。在HFpEF患者中[56]，衰弱患病率高達60%～90%，因此有必要對所有HF患者進行衰弱篩查。但是當前對衰弱的認識和評估分類缺乏統一的共識和標準[57]，目前盡管已證明衰弱對預后具有不利影響，但人們對衰弱的診斷重視程度卻依然相對較低[41]。因此，重視將衰弱評估作為常規手段納入到HF的預后和治療模型，有利于促進對HF實施更全面的綜合管理，并應制定統一可信且得到公認的衰弱評估標準，對相關人群進行正確診斷和有效干預。
本研究的局限性：① 部分亞組分析所納入的研究及樣本量較少，且異質性在亞組分析后并未明顯降低，可能會影響結果的準確性；② 衰弱的預后是多方面的，除身體素質的影響外，還包括心理認知、社會狀態等方面，而目前納入的研究對衰弱的評估主要集中在軀體損傷領域，對非軀體損傷領域評估的忽視與不足可能會造成一定異質性。現有的大多數研究未對非軀體損傷領域進行詳細描述，因此無法再進行相關亞組分析；③ 所納入文獻僅為中、英文文獻，可能會存在語言偏倚。
綜上所述，目前證據顯示，衰弱增加非心血管手術HF患者全因死亡、住院、聯合終點風險。但受納入研究數量和質量限制，上述結論尚需開展更多高質量研究予以驗證。
