引用本文： 朱潔云, 何翠影, 陸釗, 葉長廣, 蔡昭強, 黃春莉, 潘冬贊, 沈印. 慢性阻塞性肺疾病患者認知障礙患病率的Meta分析. 中國呼吸與危重監護雜志, 2024, 23(9): 625-633. doi: 10.7507/1671-6205.202309064 復制
版權信息： ?四川大學華西醫院華西期刊社《中國呼吸與危重監護雜志》版權所有，未經授權不得轉載、改編
慢性阻塞性肺疾病（chronic obstructive pulmonary disease，COPD，簡稱慢阻肺）是以持續氣流受限為特征的慢性氣道疾病。隨著疾病的進展，慢阻肺常合并有心血管疾病、內分泌代謝系統疾病等，認知障礙（cognitive impairment，CI）也是慢阻肺常見的共病[1-3]。認知障礙可能會導致慢阻肺患者社交活動減少和治療依從性差等問題，進一步加大慢阻肺的防控難度。既往研究表明，慢阻肺的致殘風險比其他慢性疾病都高，慢阻肺合并認知障礙的致殘風險更高[1]，慢阻肺合并認知障礙的患者其全因死亡率比患認知障礙或慢阻肺單一疾病高3倍以上[4]，給患者的家庭和社會帶來沉重的經濟負擔。因此，深入了解慢阻肺患者認知障礙的患病情況，了解認知障礙對慢阻肺的影響是防治慢阻肺患者認知功能障礙發生發展的前提。
雖然有較多研究報道了慢阻肺患者認知障礙的患病情況[5-7]，但由于研究設計的多樣性，納入與排除標準的不一致，認知障礙評估方法的差異等，導致研究得到的患病率出現偏差；且既往研究多為小樣本的單中心研究，單個研究報道的結果代表性欠佳。雖然2017年Yohannes等[8]的Meta分析納入14項國外的研究，通過較大樣本量的Meta分析顯示國外的慢阻肺患者認知障礙的患病率為32%，但近年來又有較多較大樣本的臨床研究報道，各個研究的報道的結果也不完全一致[9-11]。因此，為了對慢阻肺患者認知障礙的患病情況有個更全面的了解，本研究通過檢索國內外相關文獻，系統評價慢阻肺患者認知障礙的患病情況，以期為臨床防控提供循證依據。
1 資料與方法
1.1 納入與排除標準
1.1.1 研究類型
橫斷面研究。
1.1.2 研究對象
研究對象為確診為慢阻肺的患者。排除有肺性腦病、合并有精神疾病、嚴重腦血管疾病、交流障礙和有藥物濫用等可能影響患者認知功能的患者。
1.1.3 觀察指標
認知障礙的患病情況。
1.1.4 排除標準
① 非中、英文文獻；② 同一研究人群、臨床研究重復報道的文獻；③ 無本研究相關結局指標的文獻；④ 無法獲得全文或文獻的數據不全，無法提取觀察指標所需的數據、聯系原文作者也無法獲取數據的文獻；⑤ 因本次Meta分析的納入研究為流行病學研究，檢索出較多小樣本的研究，而樣本量小的研究代表性差，故本次分析排除慢阻肺樣本量<100的文獻。
1.2 文獻檢索策略
計算機檢索PubMed、Embase、中國知網、萬方數據知識服務平臺和維普網數據庫，搜集報道慢阻肺患者認知障礙檢出情況相關的臨床研究，檢索時限均為建庫至2023年5月3日。采用網上數據庫檢索結合手工檢索，并補充檢索納入研究的參考文獻。檢索詞和檢索策略根據不同的數據庫特點進行調整，中文檢索詞包括：慢性阻塞性肺疾病、慢性阻塞性肺病、慢阻肺、認知障礙；英文檢索詞包括：Cognitive impairment、Cognitive dysfunction、Cognition disorders、Chronic obstructive pulmonary disease等。以CNKI為例，檢索策略見框1。
圖
框1 CNKI檢索策略
1.3 文獻篩選與數據提取
由2名研究員分別獨立檢索并篩選文獻、收集數據并交叉核對。如有爭議，則通過討論或與第三名研究員協商解決。資料提取的內容如下：① 基本信息：第一作者、文獻發表時間、研究對象、地區、樣本量、年齡、研究類型、認知障礙的評估工具等；② 能計算出認知障礙檢出率的相關數據；③ 文獻質量評價相關的因素。
1.4 納入研究的偏倚風險評價
本次納入研究為橫斷面研究，采用美國醫療保健研究與質量局（Agency for Healthcare Research and Quality，AHRQ）制定的量表進行質量評價[12]。AHRQ標準包含11個條目，共11分，0～3分為低質量研究，4～7分為中等質量，8～11分為高質量[12]。
1.5 統計分析
采用Stata16.0軟件進行Meta分析。針對率的Meta分析，首先對原始率（rate，r）進行雙反正弦轉換使其符合正態分布，再對轉換率（transform rate，tr）進行Meta分析。最后通過公式R=［sin（tr/2）］2對結果進行轉換得出最后的率（R）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定量判斷異質性大小。若I2<50%，P>0.1，表示研究結果間無明顯統計學異質性，則采用固定效應模型進行Meta分析；反之則用隨機效應模型進行Meta分析，或只行描述性分析。采用亞組分析和Meta回歸分析探索異質性來源，通過敏感性分析探討納入的單個研究對合并的認出障礙檢出率的影響。通過漏斗圖結合Egger’s回歸分析評估是否存在發表偏倚。Meta分析的檢驗水準設為α=0.05。
2 結 果
2.1 文獻篩選流程及結果
根據檢索詞檢索出相關文獻771篇，剔除重復文獻281篇，閱讀題目和摘要初篩490篇，排除392篇明顯不相干的后閱讀全文復篩98篇，最終納入40個研究[5-7，9-11，13-46]，共計9 988例慢阻肺患者。文獻篩選流程及結果見圖1。
圖1
文獻篩選流程及結果
2.2 納入研究的基本特征
40個研究中英文研究13個[34-46]，中文研究27個[5-7，9-11，13-33]；28個研究[5-7，9-11，13-33，44]的研究對象為國內的慢阻肺患者，12個研究[34-43，45，46]的研究對象為國外的慢阻肺患者；納入研究發表時間為2002年至2023年（表1）。
表1
納入研究的基本特征和偏倚風險評估
2.3 納入研究的偏倚風險評估結果
按照 AHRQ標準[12]進行評價，納入研究的評分為5～9分，均為中高質量研究。評分情況如下：所有的納入研究均明確了資料的來源和研究對象的納入與排除標準，納入研究都給出了鑒別患者的時間段，均是基于人群的研究；納入研究均沒有說明評價者的主觀因素是否掩蓋了研究對象其他方面情況；12個研究[5，16，18，19，22，24，25，31，38，41，44，45]描述了為保證質量而進行的評估；3個研究[19，22，31]解釋了排除分析的任何患者的理由；14個研究[5，16，19，22，24，28，31，32，36，40-42，45，46]描述了如何評價和（或）控制混雜因素的措施；5個研究[22，31，35，36，38]闡述缺失值的處理；納入研究全部總結了患者的應答率及數據收集的完整性；只有2個研究[35，38]有隨訪。
2.4 Meta分析結果
2.4.1 慢阻肺患者認知障礙的患病率
納入40個研究共計9 988例慢阻肺患者，隨機效應模型Meta分析結果顯示，慢阻肺患者認知障礙的患病率為 48.26%［95%CI（42.39%，54.20%）］（圖2）。
圖2
慢阻肺患者認知障礙患病率的Meta分析
2.4.2 亞組分析
因研究的異質性較大，故進一步行亞組分析探索異質性來源。按發表年份、研究對象類型、研究地區及認知障礙的評估量表進行亞組分析。結果顯示：2015年前的檢出率較低，2015—2019年間和2020—2023 年慢阻肺患者認知障礙的患病率較高，依次為29.07%、53.06%和48.26%；國內慢阻肺患者認知障礙的患病率明顯高于國外（52.66% vs. 37.06%）；采用MoCA評估得出的認知障礙的患病率更高；慢阻肺急性加重的患病率高于穩定期慢阻肺患者（58.62% vs. 49.71%）。各亞組異質性與總體異質性無顯著差異，說明發表年份、研究地區、研究對象及評估量表不是異質性的主要來源（表2）。
表2
Meta分析結果匯總
2.4.3 Meta回歸分析
以慢阻肺患者認知障礙的患病率為因變量，以發表年份、研究對象類型、研究地區及認知障礙的評估量表為自變量進行 Meta 回歸分析。結果顯示，上述因素均不是慢阻肺患者認知障礙患病率的影響因素（見表2）。
2.4.4 敏感性分析
因研究結果的異質性較大，故行敏感性分析探索異質性來源。逐一剔除各個研究后重新合并效應量，結果均未發生方向性改變，提示結果較穩定。結果如圖3。
圖3
慢阻肺患者認知障礙患病率的敏感性分析
2.5 發表偏倚
針對慢阻肺患者認知障礙的患病率進行發表偏倚檢驗，漏斗圖示各研究點分布對稱性尚可（圖4），Egger檢驗結果顯示 P=0.47，提示可能存在偏倚。
圖4
慢阻肺患者認知障礙患病率的發表偏倚漏斗圖
3 討 論
隨著我國人口老齡化進程的日益加速，老年人群的認知功能障礙越來越成為全社會關注的熱點，而慢阻肺為老年人高發，已成為老年人的常見病、多發病，近年來臨床上越來越重視慢阻肺患者的認知功能情況[6]。Siraj等[47]的一項基于英國人口的隊列研究觀察64 397例慢阻肺患者，結果顯示在2006年至2015年期間，每年慢阻肺患者認知障礙的發生率為2.51%。2016年Roncero等[6]對西班牙940例穩定的 慢阻肺 患者進行評估，結果顯示認知障礙的檢出率為39.4%。2017年趙啟鳳等[48]的研究顯示國內慢阻肺患者認知障礙的檢出率更是高達71.74%。也有研究指出患有慢性肺部疾病的患者比沒有患有慢性肺部疾病的人更容易出現認知功能障礙[49]，患有慢阻肺使患者認知功能障礙的發生率升高58%[36]，慢阻肺與老年人發生認知障礙和癡呆的風險獨立相關[50]。
因此，為更全面了解慢阻肺患者認知障礙的患病情況，本研究通過檢索國內外數據庫，最終納入40個研究共計9 988例慢阻肺患者，通過Meta分析的方法合并各個研究結果，結果顯示慢阻肺患者認知障礙的檢出率為48.26%。2012年Schou等的系統評價指出慢阻肺患者病情越重其認知功能障礙的發生率越高[51]。本研究結果也顯示慢阻肺急性加重期認知障礙的檢出率高于穩定期患者（58.62% vs. 49.71%）。可能的原因為慢阻肺急性加重時會出現低氧血癥、高碳酸血癥和合并有感染等，這些因素都可在一定程度上影響患者的認知功能[1]；在急性加重期間，全身炎癥反應、呼吸系統癥狀以及生理和心理壓力強化或協同作用，也是導致認知功能受損的可能機制[1]。本研究結果發現2015年前的檢出率為29.07%，2015—2019年間檢出率高達53.06%，檢出率有上升的趨勢。可能的原因為10余年前臨床醫師對認知障礙的認識不夠，沒有常規對一般患者進行認知功能的評估，導致認知障礙的檢出率低。2019年6月24日國務院印發了《關于實施健康中國行動的意見》［國發（2019）13號］，將“到2022年和2030年，65歲及以上人群老年期癡呆患病率增速下降”作為專項行動的結果性指標[52]，明確了認知障礙篩查是健康中國行動的具體要求，近年來臨床醫師加強了認知障礙的篩查力度并早期干預，故2020—2023年間慢阻肺患者認知障礙的檢出率較2015—2019年間有下降（48.26% vs. 53.06%）。本研究結果還發現國內慢阻肺患者認知障礙的患病率明顯高于國外慢阻肺患者（52.66% vs. 37.06%）。可能的原因有：① 國內經濟和醫療衛生條件與國外相比還有一定差距，國內慢性病的健康管理尚不完善，可能有些認知障礙前期的慢阻肺患者未能得到積極有效的早期干預，導致認知障礙的檢出率高；② 我國人口總體受教育時間在一定程度上略低于國外人口的受教育時間，而受教育時間所決定的文化程度是影響認知障礙檢出率的一個重要因素，且國外老年人的社交活動普遍更多，社會參與度高，故認知障礙的發生率較低，具體原因需要更多高質量的研究予以證實[53]。
慢阻肺發生認知障礙的可能機制有慢性缺氧、吸煙和急性加重等[1]。缺氧引起神經元損傷，需要氧依賴性酶進行合成的神經遞質的合成減少，從而導致認知障礙的發生[1]。也有研究認為患者長期缺氧引起大腦供血減少，神經細胞活性受到抑制，最終影響神經系統功能；同時機體內氧自由基產生增多可能直接損傷神經元，加速認知功能損傷的發展[1，54]。慢阻肺患者多有吸煙的病史，吸煙已被證明通過多種途徑影響患者的認知功能[1]，既往有吸煙史或當前的吸煙狀態與認知功能降低或癡呆風險增加有關（RR=1.37）[55]。長期的尼古丁攝入使Tau磷酸化的水平增加，而Tau磷酸化增加可導致阿爾茨海默病的發生[56]；吸煙還會增加血液中一氧化碳和二氧化碳水平，導致低氧血癥和高碳酸血癥的發生[57]；同時，煙霧中的某些毒性顆粒進入人體可引起血管收縮、血管內皮損傷和血小板聚集，引起血管粥樣硬化或狹窄，血管硬化或狹窄使腦梗死、腦出血等腦血管疾病的發病風險增加、腦灌注降低，引起認知功能受損；吸煙也是血管性癡呆的主要危險因素。
本次Meta分析納入研究較多，樣本量也較大，按發表年份、研究地區、研究對象及認知障礙的評估量表進行亞組分析，同時通過逐一剔除各個研究后重新合并統計量的方法進行敏感性分析，結果均未發生明顯改變，說明本次研究結果較可靠，代表性高。但本研究也有一些局限性：① 納入的研究多為單中心研究，可能存在入院偏移、選擇偏移。② 納入研究多為回顧性研究，無法控制混雜因素的影響，如患者的病程、合并癥、病情輕重程度不一致等。③ 認知障礙的評估方法不一致，研究設計的多樣性，樣本量波動較大，可能導致臨床異質性。本次Meta分析結果也顯示異質性較大，但亞組分析和敏感性分析未能找到異質性來源，這些都將影響Meta分析的準確性。
綜上所述，慢阻肺患者認知障礙的患病率較高，對慢阻肺患者應加強認知障礙的篩查力度，早期評估和干預治療。受納入研究質量和數量的影響，上述結論尚需更多高質量的研究予以證實。
利益沖突：本研究不涉及任何利益沖突。
慢性阻塞性肺疾病（chronic obstructive pulmonary disease，COPD，簡稱慢阻肺）是以持續氣流受限為特征的慢性氣道疾病。隨著疾病的進展，慢阻肺常合并有心血管疾病、內分泌代謝系統疾病等，認知障礙（cognitive impairment，CI）也是慢阻肺常見的共病[1-3]。認知障礙可能會導致慢阻肺患者社交活動減少和治療依從性差等問題，進一步加大慢阻肺的防控難度。既往研究表明，慢阻肺的致殘風險比其他慢性疾病都高，慢阻肺合并認知障礙的致殘風險更高[1]，慢阻肺合并認知障礙的患者其全因死亡率比患認知障礙或慢阻肺單一疾病高3倍以上[4]，給患者的家庭和社會帶來沉重的經濟負擔。因此，深入了解慢阻肺患者認知障礙的患病情況，了解認知障礙對慢阻肺的影響是防治慢阻肺患者認知功能障礙發生發展的前提。
雖然有較多研究報道了慢阻肺患者認知障礙的患病情況[5-7]，但由于研究設計的多樣性，納入與排除標準的不一致，認知障礙評估方法的差異等，導致研究得到的患病率出現偏差；且既往研究多為小樣本的單中心研究，單個研究報道的結果代表性欠佳。雖然2017年Yohannes等[8]的Meta分析納入14項國外的研究，通過較大樣本量的Meta分析顯示國外的慢阻肺患者認知障礙的患病率為32%，但近年來又有較多較大樣本的臨床研究報道，各個研究的報道的結果也不完全一致[9-11]。因此，為了對慢阻肺患者認知障礙的患病情況有個更全面的了解，本研究通過檢索國內外相關文獻，系統評價慢阻肺患者認知障礙的患病情況，以期為臨床防控提供循證依據。
1 資料與方法
1.1 納入與排除標準
1.1.1 研究類型
橫斷面研究。
1.1.2 研究對象
研究對象為確診為慢阻肺的患者。排除有肺性腦病、合并有精神疾病、嚴重腦血管疾病、交流障礙和有藥物濫用等可能影響患者認知功能的患者。
1.1.3 觀察指標
認知障礙的患病情況。
1.1.4 排除標準
① 非中、英文文獻；② 同一研究人群、臨床研究重復報道的文獻；③ 無本研究相關結局指標的文獻；④ 無法獲得全文或文獻的數據不全，無法提取觀察指標所需的數據、聯系原文作者也無法獲取數據的文獻；⑤ 因本次Meta分析的納入研究為流行病學研究，檢索出較多小樣本的研究，而樣本量小的研究代表性差，故本次分析排除慢阻肺樣本量<100的文獻。
1.2 文獻檢索策略
計算機檢索PubMed、Embase、中國知網、萬方數據知識服務平臺和維普網數據庫，搜集報道慢阻肺患者認知障礙檢出情況相關的臨床研究，檢索時限均為建庫至2023年5月3日。采用網上數據庫檢索結合手工檢索，并補充檢索納入研究的參考文獻。檢索詞和檢索策略根據不同的數據庫特點進行調整，中文檢索詞包括：慢性阻塞性肺疾病、慢性阻塞性肺病、慢阻肺、認知障礙；英文檢索詞包括：Cognitive impairment、Cognitive dysfunction、Cognition disorders、Chronic obstructive pulmonary disease等。以CNKI為例，檢索策略見框1。
圖
框1 CNKI檢索策略
1.3 文獻篩選與數據提取
由2名研究員分別獨立檢索并篩選文獻、收集數據并交叉核對。如有爭議，則通過討論或與第三名研究員協商解決。資料提取的內容如下：① 基本信息：第一作者、文獻發表時間、研究對象、地區、樣本量、年齡、研究類型、認知障礙的評估工具等；② 能計算出認知障礙檢出率的相關數據；③ 文獻質量評價相關的因素。
1.4 納入研究的偏倚風險評價
本次納入研究為橫斷面研究，采用美國醫療保健研究與質量局（Agency for Healthcare Research and Quality，AHRQ）制定的量表進行質量評價[12]。AHRQ標準包含11個條目，共11分，0～3分為低質量研究，4～7分為中等質量，8～11分為高質量[12]。
1.5 統計分析
采用Stata16.0軟件進行Meta分析。針對率的Meta分析，首先對原始率（rate，r）進行雙反正弦轉換使其符合正態分布，再對轉換率（transform rate，tr）進行Meta分析。最后通過公式R=［sin（tr/2）］2對結果進行轉換得出最后的率（R）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定量判斷異質性大小。若I2<50%，P>0.1，表示研究結果間無明顯統計學異質性，則采用固定效應模型進行Meta分析；反之則用隨機效應模型進行Meta分析，或只行描述性分析。采用亞組分析和Meta回歸分析探索異質性來源，通過敏感性分析探討納入的單個研究對合并的認出障礙檢出率的影響。通過漏斗圖結合Egger’s回歸分析評估是否存在發表偏倚。Meta分析的檢驗水準設為α=0.05。
2 結 果
2.1 文獻篩選流程及結果
根據檢索詞檢索出相關文獻771篇，剔除重復文獻281篇，閱讀題目和摘要初篩490篇，排除392篇明顯不相干的后閱讀全文復篩98篇，最終納入40個研究[5-7，9-11，13-46]，共計9 988例慢阻肺患者。文獻篩選流程及結果見圖1。
圖1
文獻篩選流程及結果
2.2 納入研究的基本特征
40個研究中英文研究13個[34-46]，中文研究27個[5-7，9-11，13-33]；28個研究[5-7，9-11，13-33，44]的研究對象為國內的慢阻肺患者，12個研究[34-43，45，46]的研究對象為國外的慢阻肺患者；納入研究發表時間為2002年至2023年（表1）。
表1
納入研究的基本特征和偏倚風險評估
2.3 納入研究的偏倚風險評估結果
按照 AHRQ標準[12]進行評價，納入研究的評分為5～9分，均為中高質量研究。評分情況如下：所有的納入研究均明確了資料的來源和研究對象的納入與排除標準，納入研究都給出了鑒別患者的時間段，均是基于人群的研究；納入研究均沒有說明評價者的主觀因素是否掩蓋了研究對象其他方面情況；12個研究[5，16，18，19，22，24，25，31，38，41，44，45]描述了為保證質量而進行的評估；3個研究[19，22，31]解釋了排除分析的任何患者的理由；14個研究[5，16，19，22，24，28，31，32，36，40-42，45，46]描述了如何評價和（或）控制混雜因素的措施；5個研究[22，31，35，36，38]闡述缺失值的處理；納入研究全部總結了患者的應答率及數據收集的完整性；只有2個研究[35，38]有隨訪。
2.4 Meta分析結果
2.4.1 慢阻肺患者認知障礙的患病率
納入40個研究共計9 988例慢阻肺患者，隨機效應模型Meta分析結果顯示，慢阻肺患者認知障礙的患病率為 48.26%［95%CI（42.39%，54.20%）］（圖2）。
圖2
慢阻肺患者認知障礙患病率的Meta分析
2.4.2 亞組分析
因研究的異質性較大，故進一步行亞組分析探索異質性來源。按發表年份、研究對象類型、研究地區及認知障礙的評估量表進行亞組分析。結果顯示：2015年前的檢出率較低，2015—2019年間和2020—2023 年慢阻肺患者認知障礙的患病率較高，依次為29.07%、53.06%和48.26%；國內慢阻肺患者認知障礙的患病率明顯高于國外（52.66% vs. 37.06%）；采用MoCA評估得出的認知障礙的患病率更高；慢阻肺急性加重的患病率高于穩定期慢阻肺患者（58.62% vs. 49.71%）。各亞組異質性與總體異質性無顯著差異，說明發表年份、研究地區、研究對象及評估量表不是異質性的主要來源（表2）。
表2
Meta分析結果匯總
2.4.3 Meta回歸分析
以慢阻肺患者認知障礙的患病率為因變量，以發表年份、研究對象類型、研究地區及認知障礙的評估量表為自變量進行 Meta 回歸分析。結果顯示，上述因素均不是慢阻肺患者認知障礙患病率的影響因素（見表2）。
2.4.4 敏感性分析
因研究結果的異質性較大，故行敏感性分析探索異質性來源。逐一剔除各個研究后重新合并效應量，結果均未發生方向性改變，提示結果較穩定。結果如圖3。
圖3
慢阻肺患者認知障礙患病率的敏感性分析
2.5 發表偏倚
針對慢阻肺患者認知障礙的患病率進行發表偏倚檢驗，漏斗圖示各研究點分布對稱性尚可（圖4），Egger檢驗結果顯示 P=0.47，提示可能存在偏倚。
圖4
慢阻肺患者認知障礙患病率的發表偏倚漏斗圖
3 討 論
隨著我國人口老齡化進程的日益加速，老年人群的認知功能障礙越來越成為全社會關注的熱點，而慢阻肺為老年人高發，已成為老年人的常見病、多發病，近年來臨床上越來越重視慢阻肺患者的認知功能情況[6]。Siraj等[47]的一項基于英國人口的隊列研究觀察64 397例慢阻肺患者，結果顯示在2006年至2015年期間，每年慢阻肺患者認知障礙的發生率為2.51%。2016年Roncero等[6]對西班牙940例穩定的 慢阻肺 患者進行評估，結果顯示認知障礙的檢出率為39.4%。2017年趙啟鳳等[48]的研究顯示國內慢阻肺患者認知障礙的檢出率更是高達71.74%。也有研究指出患有慢性肺部疾病的患者比沒有患有慢性肺部疾病的人更容易出現認知功能障礙[49]，患有慢阻肺使患者認知功能障礙的發生率升高58%[36]，慢阻肺與老年人發生認知障礙和癡呆的風險獨立相關[50]。
因此，為更全面了解慢阻肺患者認知障礙的患病情況，本研究通過檢索國內外數據庫，最終納入40個研究共計9 988例慢阻肺患者，通過Meta分析的方法合并各個研究結果，結果顯示慢阻肺患者認知障礙的檢出率為48.26%。2012年Schou等的系統評價指出慢阻肺患者病情越重其認知功能障礙的發生率越高[51]。本研究結果也顯示慢阻肺急性加重期認知障礙的檢出率高于穩定期患者（58.62% vs. 49.71%）。可能的原因為慢阻肺急性加重時會出現低氧血癥、高碳酸血癥和合并有感染等，這些因素都可在一定程度上影響患者的認知功能[1]；在急性加重期間，全身炎癥反應、呼吸系統癥狀以及生理和心理壓力強化或協同作用，也是導致認知功能受損的可能機制[1]。本研究結果發現2015年前的檢出率為29.07%，2015—2019年間檢出率高達53.06%，檢出率有上升的趨勢。可能的原因為10余年前臨床醫師對認知障礙的認識不夠，沒有常規對一般患者進行認知功能的評估，導致認知障礙的檢出率低。2019年6月24日國務院印發了《關于實施健康中國行動的意見》［國發（2019）13號］，將“到2022年和2030年，65歲及以上人群老年期癡呆患病率增速下降”作為專項行動的結果性指標[52]，明確了認知障礙篩查是健康中國行動的具體要求，近年來臨床醫師加強了認知障礙的篩查力度并早期干預，故2020—2023年間慢阻肺患者認知障礙的檢出率較2015—2019年間有下降（48.26% vs. 53.06%）。本研究結果還發現國內慢阻肺患者認知障礙的患病率明顯高于國外慢阻肺患者（52.66% vs. 37.06%）。可能的原因有：① 國內經濟和醫療衛生條件與國外相比還有一定差距，國內慢性病的健康管理尚不完善，可能有些認知障礙前期的慢阻肺患者未能得到積極有效的早期干預，導致認知障礙的檢出率高；② 我國人口總體受教育時間在一定程度上略低于國外人口的受教育時間，而受教育時間所決定的文化程度是影響認知障礙檢出率的一個重要因素，且國外老年人的社交活動普遍更多，社會參與度高，故認知障礙的發生率較低，具體原因需要更多高質量的研究予以證實[53]。
慢阻肺發生認知障礙的可能機制有慢性缺氧、吸煙和急性加重等[1]。缺氧引起神經元損傷，需要氧依賴性酶進行合成的神經遞質的合成減少，從而導致認知障礙的發生[1]。也有研究認為患者長期缺氧引起大腦供血減少，神經細胞活性受到抑制，最終影響神經系統功能；同時機體內氧自由基產生增多可能直接損傷神經元，加速認知功能損傷的發展[1，54]。慢阻肺患者多有吸煙的病史，吸煙已被證明通過多種途徑影響患者的認知功能[1]，既往有吸煙史或當前的吸煙狀態與認知功能降低或癡呆風險增加有關（RR=1.37）[55]。長期的尼古丁攝入使Tau磷酸化的水平增加，而Tau磷酸化增加可導致阿爾茨海默病的發生[56]；吸煙還會增加血液中一氧化碳和二氧化碳水平，導致低氧血癥和高碳酸血癥的發生[57]；同時，煙霧中的某些毒性顆粒進入人體可引起血管收縮、血管內皮損傷和血小板聚集，引起血管粥樣硬化或狹窄，血管硬化或狹窄使腦梗死、腦出血等腦血管疾病的發病風險增加、腦灌注降低，引起認知功能受損；吸煙也是血管性癡呆的主要危險因素。
本次Meta分析納入研究較多，樣本量也較大，按發表年份、研究地區、研究對象及認知障礙的評估量表進行亞組分析，同時通過逐一剔除各個研究后重新合并統計量的方法進行敏感性分析，結果均未發生明顯改變，說明本次研究結果較可靠，代表性高。但本研究也有一些局限性：① 納入的研究多為單中心研究，可能存在入院偏移、選擇偏移。② 納入研究多為回顧性研究，無法控制混雜因素的影響，如患者的病程、合并癥、病情輕重程度不一致等。③ 認知障礙的評估方法不一致，研究設計的多樣性，樣本量波動較大，可能導致臨床異質性。本次Meta分析結果也顯示異質性較大，但亞組分析和敏感性分析未能找到異質性來源，這些都將影響Meta分析的準確性。
綜上所述，慢阻肺患者認知障礙的患病率較高，對慢阻肺患者應加強認知障礙的篩查力度，早期評估和干預治療。受納入研究質量和數量的影響，上述結論尚需更多高質量的研究予以證實。
利益沖突：本研究不涉及任何利益沖突。
