Phụ lục E. Mâu thuẫn giữa các nguồn và khoảng trống

Hai phần dưới đây ghi lại những chỗ tập này chưa chắc chắn. Mâu thuẫn là chỗ các nguồn cho giá trị khác nhau về cùng một đại lượng; chúng tôi ghi đủ các giá trị và nguyên nhân khả dĩ thay vì chọn một. Khoảng trống là chỗ chúng tôi chưa tìm được số đo ở người, hoặc chưa đọc được nguồn gốc.

Khác biệt giới, chu kỳ kinh nguyệt và hormone#

Mâu thuẫn giữa các nguồn#

• Khoảng cách giới về mất ngủ có tăng theo tuổi không. Zhang & Wing 2006 (RR, 29 bài vào phân tích tổng, định nghĩa mất ngủ rộng) thấy mức trội ở nữ tăng dần theo tuổi, rõ nhất ở người cao tuổi; Zeng 2020 (OR, chỉ mất ngủ chẩn đoán theo DSM/ICSD/ICD) lại thấy OR ở nhóm trẻ (1,86) cao hơn nhóm lớn tuổi (1,31) và tuổi không phải yếu tố điều chỉnh có ý nghĩa. Nguyên nhân khả dĩ: khác định nghĩa (triệu chứng so với rối loạn chẩn đoán), khác thước đo (RR so với OR — OR phóng đại khi tỉ lệ nền cao), Zeng chia tuổi theo trung vị tuổi trung bình của từng nghiên cứu (cấp nghiên cứu, ít điểm dữ liệu), và số nghiên cứu ít (13 so với 31). (dữ kiện b1-002, b1-004, b1-060)
• Khác biệt giới về mất ngủ ở Đông Á/Trung Quốc. Zhang & Wing 2006 thấy mức trội ở nữ thấp hơn ở Đông Á; Zeng 2020 cho OR châu Á 1,77 (tương đương châu Âu, Bắc Mỹ); phân tích gộp Trung Quốc 2017 không thấy khác biệt giới; nghiên cứu Hồ Nam thấy tỉ lệ thô gần bằng nhau (26,3% so với 27,0%) nhưng OR hiệu chỉnh 1,37; nghiên cứu học sinh Hồng Kông thấy ưu thế nữ xuất hiện từ Tanner 4. Nguyên nhân khả dĩ: định nghĩa khác nhau (PSQI > 5 "ngủ kém" so với rối loạn mất ngủ theo DSM), so sánh thô so với hiệu chỉnh (nhiễu bởi tuổi, hôn nhân, hút thuốc, rượu — nam Trung Quốc hút thuốc nhiều), và cấu trúc tuổi của mẫu. (dữ kiện b1-002, b1-004, b1-045, b1-046, b1-035)
• Khác biệt giới ở cấp nghiên cứu so với cấp cá nhân. Phân tích gộp 2025 không thấy % nam trong mẫu liên quan với tỉ lệ mất ngủ (p = 0,94), trong khi các phân tích gộp so sánh trực tiếp nam–nữ (RR 1,41; OR 1,58) và 12/14 nghiên cứu DSM đều thấy nữ cao hơn. Đây không hẳn là mâu thuẫn thật: hồi quy theo tỉ lệ nam giữa các nghiên cứu (dao động hẹp 27–57%, k = 19) có độ nhạy rất thấp và chịu sai lệch sinh thái; chính tác giả nói dữ liệu không đủ để kết luận ở cấp cá nhân. (dữ kiện b1-044, b1-003, b1-001)
• Giấc ngủ sóng chậm có thay đổi theo pha chu kỳ kinh không. Driver 1996 (9 phụ nữ trẻ, đa ký giấc ngủ (polysomnography, PSG) mỗi hai đêm), Baker 2001 (8 phụ nữ trẻ) và Baker 2007 (21 phụ nữ 18–40 tuổi) không thấy giấc ngủ sóng chậm khác giữa pha nang noãn và hoàng thể; de Zambotti 2015 thấy N3 giảm ở pha hoàng thể (p = 0,024). Nguyên nhân khả dĩ: quần thể khác (phụ nữ 43–53 tuổi đầu chuyển tiếp mãn kinh, một nửa có mất ngủ — SWS nền thấp, nhạy hơn với progesterone), đơn vị đo khác (% thời gian trên giường so với % tổng thời gian ngủ), và cỡ mẫu rất nhỏ ở mọi nghiên cứu. (dữ kiện b1-005, b1-008, b1-022, b1-023, b1-058)
• Giấc ngủ sóng chậm ở phụ nữ có hội chứng tiền kinh nguyệt (PMS) hay rối loạn khí sắc tiền kinh (PMDD) so với nhóm chứng. Baker 2007 thấy tỉ lệ giấc ngủ sóng chậm tương đương giữa nhóm PMS nặng và nhóm chứng (16,8% so với 18,4%); Baker 2012 (18 so với 18) lại thấy nhóm PMS có nhiều giấc ngủ sóng chậm và hoạt động sóng chậm hơn; Shechter 2012 cũng thấy PMDD có SWS nhiều hơn. Nguyên nhân khả dĩ: chỉ số khác nhau (tần suất sóng delta theo phân tích chu kỳ sóng so với % SWS chấm điểm/công suất phổ), mẫu rất nhỏ (5–18 người/nhóm), Shechter chỉ chọn PMDD có mất ngủ pha hoàng thể, và tỉ lệ người đạt PMDD trong nhóm PMS khác nhau. (dữ kiện b1-005, b1-031, b1-032)
• Thuốc tránh thai nội tiết và giấc ngủ. Phân tích gộp 13 nghiên cứu (chủ yếu PSG) không thấy thay đổi có ý nghĩa lâm sàng, chỉ WASO ngắn hơn ~7 phút; khảo sát trực tuyến 1.286 phụ nữ thấy người dùng có điểm ISI và ESS cao hơn; hai nghiên cứu phòng thí nghiệm nhỏ thấy người dùng có ít SWS hơn (Baker 2001) hoặc ít REM hơn (Plamberger 2021). Nguyên nhân khả dĩ: đo chủ quan so với PSG, mẫu tự chọn trực tuyến và nhiễu do chỉ định (lý do dùng thuốc như đau kinh, mụn, PMS có thể tự liên quan giấc ngủ), khác loại progestin/thế hệ thuốc và tuần dùng thuốc so với tuần nghỉ, cỡ mẫu phòng thí nghiệm rất nhỏ. (dữ kiện b1-024, b1-025, b1-023, b1-048)
• Phụ nữ bị ngưng thở khi ngủ có triệu chứng khác nam không. Tổng quan ERS 2019 và mẫu phòng khám 2.827 bệnh nhân cho thấy nữ báo nhiều mệt mỏi, mất ngủ, đau đầu, rối loạn khí sắc và ít ngưng thở có người chứng kiến hơn; nhưng trong mẫu cộng đồng Wisconsin 1996 (người chưa từng được chẩn đoán), triệu chứng không khác giữa nam và nữ ở cùng mức nặng, và ngáy là dự báo tốt nhất ở cả hai giới. Nguyên nhân khả dĩ: sai lệch chọn mẫu ở phòng khám (nữ được chuyển khám khi đã nặng, lớn tuổi, béo hơn, nhiều bệnh kèm), thời điểm (1996 so với 2017–2019), và khác bộ câu hỏi triệu chứng. (dữ kiện b1-017, b1-059, b1-038)
• Độ lớn liên quan hội chứng buồng trứng đa nang (PCOS) – ngưng thở khi ngủ và vai trò của BMI. OR gộp dao động: 8,3 (Helvaci 2017, 6 nghiên cứu), 3,83 (Kahal 2019, 8 nghiên cứu), 6,27 (phân nhóm OSA, Zhang 2022); HR 2,63 trong dữ liệu bảo hiểm Đài Loan. Hướng dẫn quốc tế 2023 viết OSA cao hơn "độc lập với BMI", trong khi Kahal 2019 ghi nhận 0% OSA ở phụ nữ PCOS không béo phì trong hai nghiên cứu có phân tầng và nói béo phì chưa được kiểm soát đầy đủ. Nguyên nhân khả dĩ: các phân tích gộp gồm tập nghiên cứu khác nhau, cỡ mẫu nhỏ, định nghĩa AHI không thống nhất, mẫu chuyển khám so với dân số, và cách xử lý BMI (ghép cặp, hiệu chỉnh hay không). (dữ kiện b1-020, b1-050, b1-051, b1-021, b1-062)
• Nữ có nhiều giấc ngủ sóng chậm hơn nam không. Sleep Heart Health Study (n = 2.685, 37–92 tuổi) thấy nữ nhiều hơn 106% SWS; mẫu Pennsylvania (n = 1.324) cũng thấy nữ nhiều SWS hơn; bản thảo phân tích gộp 2026 thấy nữ có công suất delta cao hơn; nhưng nghiên cứu phòng thí nghiệm Baker 2001 (8 nam, 8 nữ có chu kỳ tự nhiên, ~22 tuổi) thấy khác biệt nhỏ, không có ý nghĩa (22% so với 25–26%). Nguyên nhân khả dĩ: cỡ mẫu nhỏ và tuổi trẻ (khác biệt giới về SWS rõ hơn ở tuổi trung niên–cao tuổi khi SWS nam giảm nhanh), và chấm SWS theo ngưỡng biên độ chịu ảnh hưởng bởi đặc điểm giải phẫu. (dữ kiện b1-012, b1-014, b1-023, b1-071)
• Mật độ thoi ngủ: nữ hay nam cao hơn. Ujma 2014 (n = 160) thấy nữ có biên độ và tần số thoi ngủ nhanh cao hơn nhưng nam có mật độ thoi ngủ nhanh cao hơn ở vùng chẩm (O2); bản thảo phân tích gộp 2026 cho mật độ thoi ngủ nghiêng về nữ nhưng không có ý nghĩa (2 nghiên cứu, n = 190, I² 85%), chỉ công suất sigma khác có ý nghĩa. Vì vậy chưa có mâu thuẫn chắc chắn; khác biệt khả dĩ do vị trí điện cực, thuật toán phát hiện spindle (ngưỡng theo cá nhân so với ngưỡng cố định) và số nghiên cứu quá ít. (dữ kiện b1-061, b1-071)
• Làm ca đêm và chu kỳ kinh: có quan hệ theo liều không. Nurses' Health Study II thấy chu kỳ không đều tăng theo số tháng làm ca xoay vòng; ở điều dưỡng Nhật, hệ hai ca cho xu hướng theo liều nhưng hệ ba ca lại có PR cao nhất ở nhóm ít đêm nhất (≤ 5 đêm/tháng: 1,93) và không có ý nghĩa ở nhóm ≥ 8 đêm (1,24). Nguyên nhân khả dĩ: hiệu ứng người lao động khoẻ (người có triệu chứng chuyển sang ít ca đêm), kiểu xoay ca khác nhau (hệ ba ca có ca đêm ngắn hơn), cắt ngang và tự báo cáo. (dữ kiện b1-027, b1-052, b1-067)

Khoảng trống#

• Không tìm được nghiên cứu Việt Nam hay Đông Nam Á nào trong phạm vi b1 (khác biệt giới đo PSG, chu kỳ kinh, PMDD, PCOS–OSA, thuốc tránh thai, nữ điều dưỡng ca đêm) qua OpenAlex/Crossref/PubMed; nguồn Việt Nam được tìm riêng (xem phần Việt Nam).
• Chưa tìm được phân tích gộp đã bình duyệt về khác biệt giới trong cấu trúc giấc ngủ PSG (SWS, hiệu quả giấc ngủ); phân tích gộp Ohayon 2004 (65 nghiên cứu, 3.577 người) không báo cáo hiệu ứng giới trong tóm tắt; bản thảo 2026 về spindle/sóng chậm chưa bình duyệt và tóm tắt không có cỡ hiệu ứng.
• Chưa tìm được phân tích gộp về PMS/PMDD và giấc ngủ; bằng chứng hiện có là các nghiên cứu PSG rất nhỏ (5–18 người/nhóm) và khảo sát tự báo cáo.
• Không mở được toàn văn MESA Sleep (Chen 2015, Sleep 38(6):877–888) để lấy số PSG/actigraphy theo giới; không mở được Quintana-Gallego 2004 (1.166 bệnh nhân OSA, Respir Med) và Bull 2019 (>600.000 chu kỳ, nhiệt độ cơ thể nền) — trang bị chặn hoặc không có tóm tắt.
• Chưa có số đo trực tiếp ở người về tác dụng của estrogen lên điều nhiệt khi ngủ ngoài các nghiên cứu phòng thí nghiệm rất nhỏ (Baker 2001, n = 8/nhóm); độ tăng nhiệt độ lõi pha hoàng thể (37,0 → 37,4 °C trung bình 24 giờ trong Baker 2001; hiệu số 0,4 °C là nhận xét của nhóm biên tập) chưa được kiểm ở mẫu lớn.
• Không tìm được số ước tính tỉ lệ OSA chưa được chẩn đoán ở nữ châu Á; nghiên cứu Hàn Quốc 2004 chỉ cho tỉ lệ hiện mắc theo giới.
• Chưa tìm được thử nghiệm can thiệp nào nhằm vào giấc ngủ của phụ nữ PMDD hay đau bụng kinh ngoài thử nghiệm thuốc giảm đau chéo n = 10; thử nghiệm melatonin ở PMDD (Sleep 2021) có trong danh sách nhưng không thu vì là thực phẩm chức năng/thuốc và chưa đọc được.
• Các con số từ tổng quan (Bonsignore 2019: tỉ lệ nam:nữ 8–10:1 ở phòng khám) chưa được đối chiếu với bài gốc. Các số về mãn kinh trong tổng quan này đã được đối chiếu lại với bài gốc (Young 2003, Bixler 2001, Huang 2018) và viết theo bài gốc.
• Europe PMC liên tục báo RATE_LIMIT và PMC hiển thị captcha xen kẽ, nên sau kiểm chứng 28/71 dữ kiện chỉ đọc được tóm tắt; 4 tóm tắt (Redline 2004, Bixler 2009, Young 2003, Walsh 2026) dựng lại từ chỉ mục từ của OpenAlex — cần đối chiếu nguyên văn khi kiểm chứng.

Thai kỳ và sau sinh#

Mâu thuẫn giữa các nguồn#

• Nằm ngửa khi đi ngủ và thai chết lưu: bệnh–chứng hồi cứu so với thiết kế tiến cứu và mẫu tự chọn. Các nghiên cứu bệnh–chứng phỏng vấn sau thai lưu (NZ, Anh, Sydney) và phân tích gộp dữ liệu từng cá nhân (IPD) cho aOR 2,3–6,3; còn thuần tập tiến cứu nuMoM2b (b2-009) không thấy liên quan, nghiên cứu internet quốc tế (b2-045) và nghiên cứu tiến cứu ở Bangladesh (b2-061) không có ý nghĩa thống kê. Nguyên nhân khả dĩ: (1) sai lệch hồi tưởng ở thiết kế bệnh–chứng; (2) nuMoM2b chỉ đo đến ~30 tuần, không đo 2 tháng cuối, và chỉ có 18 thai lưu; (3) tỉ lệ nằm ngửa rất thấp (2–5%) và số ca ít làm thiếu lực thống kê (KTC b2-061: 0,59–7,28 vẫn chứa giá trị ~2); (4) mẫu internet tự chọn. Tài liệu bằng chứng của NICE NG201 xếp bằng chứng IPD là "chất lượng cao" nhưng hội đồng ghi đây có thể chưa phải bằng chứng quyết định về nhân quả (b2-010). (dữ kiện b2-001, b2-004, b2-006, b2-007, b2-060, b2-009, b2-045, b2-061)
• Tỉ lệ thai chết lưu muộn có thể tránh được: 5,8% hay "1/10". IPD ước tỉ lệ quy thuộc quần thể (PAR) 5,8% (KTC 95% 3,2–9,2); các nghiên cứu đơn lẻ cho 3,7% (Anh) đến 9,4% (New Zealand). Tuyên bố PSANZ (2019, giữ nguyên ở bản 2.0 năm 2023) ghi rõ con số "1 in 10" lấy từ PAR "khoảng 10%" của nghiên cứu New Zealand 2017 và nghiên cứu Úc (Sydney), không phải từ phân tích gộp IPD mà tuyên bố dẫn aOR; trang NSW Health dùng lại con số này. Nguyên nhân: hướng dẫn giữ ước tính từ nghiên cứu đơn lẻ có trước, không cập nhật theo ước tính gộp. Tập này dùng 5,8% kèm KTC và nói rõ đây là ước tính giả định quan hệ nhân quả; không có nguồn nào đưa nguy cơ tuyệt đối theo tư thế ngoài nghiên cứu Auckland 2011 (1,96 so với 3,93/1.000, nghiêng trái so với không nghiêng trái). (dữ kiện b2-002, b2-006, b2-007, b2-011, b2-064, b2-066)
• Nghiêng trái so với nghiêng phải. Nghiên cứu Auckland 2011 thấy nghiêng phải có xu hướng cao hơn (aOR 1,74; 0,98–3,01) và nguy cơ tuyệt đối được tính theo "nghiêng trái so với không nghiêng trái"; nhưng IPD (aOR 1,04) và MiNESS (OR 0,91) không thấy khác biệt. Nghiên cứu internet lại thấy "thức dậy nghiêng phải" đi kèm tỉ số chênh cao hơn. Nguyên nhân khả dĩ: cỡ mẫu nhỏ ở nghiên cứu đầu, so sánh nhiều biến (tăng sai số loại I). (dữ kiện b2-003, b2-004, b2-007, b2-045)
• Dậy đi vệ sinh ban đêm và ngủ trưa với thai chết lưu. Auckland và MiNESS thấy dậy đi vệ sinh ≤ 1 lần đi kèm tỉ số chênh cao hơn (aOR 2,28 và 2,81), nhưng phân tích IPD gộp 5 nghiên cứu (b2-046) báo không liên quan ở phân tích đơn biến. Ngủ ngày: liên quan ở Auckland, MiNESS và IPD, nhưng không ở nghiên cứu đa trung tâm NZ (b2-006). Nguyên nhân khả dĩ: khác định nghĩa (đêm cuối hay tháng trước), khác quần thể, và nhân quả ngược (thai yếu → mẹ ít bị thức giấc). (dữ kiện b2-005, b2-008, b2-046, b2-006)
• Cho con bú và giấc ngủ của mẹ. Actigraphy ở Mỹ (b2-017) cho thấy mẹ bú mẹ hoàn toàn ban đêm ngủ thêm ~30 phút; một nghiên cứu actigraphy khác (b2-018) không thấy khác biệt; dữ liệu bảng Đức tự báo cáo (b2-041) thấy cho bú đi kèm giảm nhẹ thời lượng (14 phút) và hài lòng; khảo sát Na Uy (b2-033) thấy không cho bú mẹ hoàn toàn đi kèm ngủ kém. Nguyên nhân khả dĩ: đo khách quan hay tự báo cáo; thời điểm (1 tháng so với nhiều năm); định nghĩa nhóm (chỉ ban đêm hay cả ngày); nhân quả ngược (mẹ ngủ kém chuyển sang sữa công thức). (dữ kiện b2-017, b2-018, b2-041, b2-033)
• Chỉ số giấc ngủ nào đi kèm trầm cảm sau sinh: tổng thời lượng hay độ liền mạch/cảm nhận. Phân tích gộp actigraphy (b2-044) cho rằng tổng thời gian ngủ đêm liên quan mạnh nhất; nhưng Park và cộng sự (b2-052) thấy tổng thời lượng không dự báo điểm trầm cảm sau sinh Edinburgh (EPDS), chỉ chỉ số duy trì giấc ngủ, và cả nghiên cứu này lẫn Bei và cộng sự (b2-015) và nghiên cứu người cha (b2-016) thấy cảm nhận chủ quan mạnh hơn đo khách quan. Nguyên nhân khả dĩ: các nghiên cứu đơn lẻ rất nhỏ (25–54 người), khác thời điểm sau sinh, và phân tích gộp chưa đọc được toàn văn để biết cỡ hiệu ứng. (dữ kiện b2-044, b2-052, b2-015, b2-016, b2-063)
• Thang tự báo cáo so với actigraphy trong đánh giá hiệu quả CBT-I và trong đo thời lượng ngủ. CBT-I trong thai kỳ cải thiện rõ ISI và thời gian thức tự báo cáo, nhưng actigraphy chỉ thấy giảm ~3 phút thời gian thức (b2-020); thử nghiệm CBT-I số không đo khách quan và thời lượng ngủ theo nhật ký không khác (b2-021). PSQI ghi tổng ngủ thấp hơn actigraphy 30–60 phút (b2-055); người cha và mẹ tự báo cáo thời lượng như nhau nhưng actigraphy cho mẹ ngủ nhiều hơn 47 phút (b2-032). Nguyên nhân khả dĩ: CBT-I tác động lên cảm nhận và mức độ khó chịu nhiều hơn lên thời lượng; actigraphy đếm nằm yên thức thành ngủ; tự báo cáo bị ảnh hưởng bởi khí sắc. (dữ kiện b2-019, b2-020, b2-021, b2-055, b2-032)
• Ngủ ngắn và sinh non. Phân tích gộp 41 nghiên cứu (b2-024) và nuMoM2b (b2-048) không thấy ngủ < 7 giờ liên quan có ý nghĩa với sinh non (OR 1,12–1,18), trong khi khảo sát hồi cứu ở Thành Đô (b2-049) báo aOR 4,28. Nguyên nhân khả dĩ: khảo sát Trung Quốc nhớ lại sau nhiều năm, tỉ lệ sinh non tự báo cáo 16,6% cao bất thường, một câu hỏi gộp cả ngủ trưa, không có dữ liệu ngưng thở khi ngủ. (dữ kiện b2-024, b2-048, b2-049)
• Ngưng thở/ngáy và kết cục: ước tính gộp thô so với hiệu chỉnh, liên quan với thai chết lưu. Rối loạn thở khi ngủ (SDB) đi kèm tiền sản giật/đái tháo đường thai kỳ (GDM) ở mọi phân tích (OR 1,6–3,5), nhưng phân tích gộp Frontiers trộn OR thô và hiệu chỉnh, còn Pamidi chỉ gộp 5 nghiên cứu có hiệu chỉnh mỗi kết cục (tóm tắt không nêu cụ thể biến hiệu chỉnh). Thuần tập nuMoM2b (b2-037) đo khách quan và hiệu chỉnh tuổi, BMI, tăng huyết áp mạn, liên quan vẫn còn – nhưng nhiễu dư do béo phì vẫn khả dĩ. Với thai chết lưu, bảng hỏi Berlin dương tính chỉ còn liên quan khi giữ tiêu chí BMI (b2-046), gợi ý béo phì là nhiễu. Ngáy mạn (có trước thai) không liên quan có ý nghĩa với tăng huyết áp trong khi ngáy khởi phát trong thai kỳ thì có (b2-038) – có thể phản ánh phù đường thở do bệnh lý thai kỳ đang hình thành (nhân quả ngược). (dữ kiện b2-029, b2-057, b2-037, b2-038, b2-046)
• Tỉ lệ mất ngủ/ngủ kém trong thai kỳ khác nhau tuỳ định nghĩa. Ngủ kém theo PSQI: 45,7% (gộp chung, ngưỡng ≥ 5) và 37–60% theo tam cá nguyệt ở nước thu nhập thấp–trung bình; "triệu chứng mất ngủ": 38,2%; "mất ngủ" theo nhiều công cụ: 43,9% (ước tính bị chi phối bởi một nghiên cứu dữ liệu lớn ở Mỹ); thang Bergen ở Na Uy: 60,8% ở tuần 32. Nguyên nhân khả dĩ: PSQI đo chất lượng giấc ngủ chung (gồm cả tiểu đêm, khó chịu thể chất), không phải chẩn đoán mất ngủ; ngưỡng ≥ 5 hay > 5; thời điểm thai kỳ; công cụ khác nhau. (dữ kiện b2-042, b2-043, b2-050, b2-025, b2-053)

Khoảng trống#

• Chưa đọc được nguyên văn khuyến nghị NICE NG201 1.3.24–1.3.25 trên nice.org.uk (trang không mở được); chỉ đọc tài liệu bằng chứng bản cuối 8/2021 lưu trên trang bên thứ ba.
• Chưa tìm được tuyên bố chính thức của ACOG (Mỹ) hay hướng dẫn chính thức của RCOG/Saving Babies' Lives (Anh) về tư thế ngủ cuối thai kỳ trong các nguồn mở được lượt này.
• Chưa có RCT hay thuần tập tiến cứu đủ lớn đo tư thế ngủ trong tam cá nguyệt ba với kết cục thai chết lưu; nghiên cứu tiến cứu ở Bangladesh (b2-061) chỉ có 19 ca.
• Không tìm được nguồn nào đưa nguy cơ tuyệt đối thai chết lưu cho nằm ngửa so với nằm nghiêng ngoài nghiên cứu Auckland 2011 (1,96 so với 3,93/1.000, so sánh nghiêng trái với không nghiêng trái); phân tích gộp IPD không báo nguy cơ tuyệt đối.
• Số liệu PSG theo tam cá nguyệt (TST, giấc ngủ sóng chậm, REM, WASO) chưa thu được: tổng quan Garbazza 2020 chỉ đọc được tóm tắt; nghiên cứu PSG kinh điển (Lee 2000, Hertz, Wilson 2011) không mở được.
• Toàn văn các phân tích gộp Sobol 2024 (actigraphy–trầm cảm sau sinh), Chen 2018 (RLS), Sedov 2018/2021, Pamidi 2014 không mở được (Wiley/Elsevier); chỉ có tóm tắt.
• Phân tích gộp tiến cứu về rối loạn giấc ngủ thai kỳ dự báo trầm cảm sau sinh (Archives of Women's Mental Health 2023, doi 10.1007/s00737-023-01295-3) không mở được.
• Chúng tôi chưa tìm được nghiên cứu đo khách quan giấc ngủ sau sinh ở phụ nữ Đông Nam Á/Việt Nam trong nguồn quốc tế (nghiên cứu Fitbit ở TP.HCM được ghi ở phần Việt Nam); dữ liệu châu Á thu được chủ yếu từ Trung Quốc (b2-049, b2-059), Thái Lan (b2-030) và Bangladesh (b2-061).
• Chưa thu thập dữ liệu về thuốc ngủ/thuốc chống trầm cảm trong thai kỳ (ngoài phạm vi và quy tắc không nêu liều).
• Chưa có dữ liệu định lượng về ngủ chung giường với trẻ và trầm cảm sau sinh ở mẹ (chỉ có ngủ chung phòng, b2-051, mức tóm tắt).

Quanh và sau mãn kinh#

Mâu thuẫn giữa các nguồn#

• Cơn bốc hoả có làm thức giấc không. Freedman & Roehrs (2004, phòng thí nghiệm) không thấy khác biệt giấc ngủ và thấy vi thức xảy ra trước cũng nhiều như sau cơn bốc hoả; Kravitz 2011 (PSG tại nhà) thấy triệu chứng vận mạch (VMS) ban đêm đi kèm ngủ dài hơn; trong khi de Zambotti 2014 thấy 69,4% cơn bốc hoả đi kèm thức giấc và chiếm 27% WASO, còn SWAN tự báo cáo và thử nghiệm nitroglycerin thấy quan hệ liều – đáp ứng. Nguyên nhân khả dĩ: (1) chọn mẫu — Freedman loại người có rối loạn giấc ngủ khác và dùng thuốc, de Zambotti chọn phụ nữ quanh mãn kinh có cơn bốc hoả ban đêm. (2) Cách đo — độ dẫn điện da và PSG so với nhật ký/bảng hỏi; (3) chỉ số — so sánh trung bình giữa nhóm so với phân tích theo từng cơn trong cùng người; (4) chiều thời gian — thức giấc có thể đi trước cơn bốc hoả, nên liên quan về thời gian không chứng minh chiều nhân quả. (dữ kiện b3-009, b3-010, b3-011, b3-012, b3-004, b3-028)
• Liệu pháp hormone và giấc ngủ: RCT, phân tích gộp và quan sát. Phân tích gộp RCT cho hiệu ứng trung bình (SMD −0,54) chỉ ở phụ nữ có VMS và hiệu ứng nhỏ (SMD −0,13) khi gộp mọi người. KEEPS thấy PSQI toàn phần giảm thêm khoảng 0,7 điểm so với giả dược (phép trừ, nhận xét của nhóm biên tập), nhưng tỉ lệ ngủ kém chỉ giảm có ý nghĩa so với giả dược ở nhánh qua da; WHI thấy lợi ích 0,4/20 điểm không có ý nghĩa lâm sàng; các chỉ số PSG gộp không khác giả dược. Dữ liệu quan sát SWAN không nhất quán: tổng kết 2019 viết hormone "không bảo vệ" ở phân tích dọc, nhưng bảng của bài dọc gốc (Kravitz 2008) cho OR ở người dùng hormone gần 1 so với trước mãn kinh. Nguyên nhân khả dĩ: quần thể (WHI 50–79 tuổi, đa số không có VMS nặng; KEEPS mới mãn kinh), có/không VMS lúc đầu, đo tự báo cáo so với PSG, thời gian theo dõi, và nhiễu do chỉ định trong nghiên cứu quan sát. (dữ kiện b3-013, b3-014, b3-015, b3-017, b3-020, b3-062)
• Hormone kích thích nang trứng (FSH) và giấc ngủ sâu/thức giấc. Lampio 2017 (Phần Lan) và Sowers 2008 (SWAN) thấy FSH cao hơn hoặc tăng nhanh hơn đi kèm nhiều giấc ngủ sóng chậm/sóng delta hơn trên PSG, trong khi de Zambotti 2015 thấy ở phụ nữ quanh mãn kinh không than phiền giấc ngủ, FSH cao đi kèm WASO, số lần thức và vi thức nhiều hơn, và Seattle thấy FSH nước tiểu liên quan với thức giấc ban đêm tự báo cáo. Nguyên nhân khả dĩ: chỉ số khác nhau (nồng độ tại một thời điểm so với tốc độ thay đổi nhiều năm), mẫu rất nhỏ (17–60 người) so với 365, phòng thí nghiệm so với tại nhà, quần thể (de Zambotti chỉ thấy liên quan ở nhóm không than phiền; nhóm còn kinh là phụ nữ trẻ 18–27 tuổi), và đo giấc ngủ bằng PSG so với tự báo cáo. Sowers 2008 cũng cho thấy cùng một biến FSH đi kèm PSG tốt hơn nhưng PSQI kém hơn. (dữ kiện b3-008, b3-066, b3-067, b3-065)
• Giai đoạn mãn kinh hay tuổi tác: đo khách quan khác tự báo cáo. Thang tự báo cáo (SWAN 2008, quỹ đạo SWAN) cho thấy khó khăn giấc ngủ tăng theo giai đoạn STRAW (OR 1,5–2), nhưng PSG dọc (SWAN 2021, n = 159; Phần Lan, n = 60) không thấy thời lượng ngủ hay WASO thay đổi theo giai đoạn, và các suy giảm PSG được giải thích bởi tuổi; chỉ công suất beta EEG tăng theo giai đoạn. Tổng kết SWAN cho biết chỉ khoảng 15% có than phiền tăng gắn với kỳ kinh cuối. Nguyên nhân khả dĩ: PSG ít đêm và mẫu nhỏ thiếu độ nhạy; cảm nhận giấc ngủ (và tăng kích thích) có thể thay đổi trước khi kiến trúc giấc ngủ thay đổi; tự báo cáo dễ bị ảnh hưởng bởi khí sắc và cơn bốc hoả. (dữ kiện b3-005, b3-007, b3-002, b3-003, b3-063, b3-061)
• Hiệu quả CBT-I gộp trong các phân tích gộp. Ha 2023 thấy phân nhóm CBT có khoảng tin cậy đi qua 0 (3 thử nghiệm PSQI, 2 thử nghiệm ISI), trong khi Moon 2025 (11 RCT) thấy SMD −1,01 và ISI −4,49, và từng RCT lớn (MsFLASH, Drake 2019) cho ISI giảm 5,2 điểm so với nhóm chứng (MsFLASH) và giảm 7,70 điểm trong nhóm CBT-I (Drake 2019). Nguyên nhân khả dĩ: số thử nghiệm rất ít trong phân nhóm của Ha 2023 nên khoảng tin cậy rất rộng, khác tiêu chí đưa vào (Ha gộp mọi can thiệp không dùng thuốc, dùng Hedges' g), dị biệt cao, và khác nhóm chứng (giáo dục, email vệ sinh giấc ngủ, danh sách chờ). (dữ kiện b3-035, b3-036, b3-030, b3-031, b3-033)
• Thuốc đối kháng neurokinin: cảm nhận giấc ngủ so với PSG. OASIS 1–2 (Bayer) thấy điểm PROMIS rối loạn giấc ngủ tự báo cáo giảm 4–6 điểm T so với giả dược ở tuần 12. Fezolinetant (Astellas, phân tích gộp hậu nghiệm không hiệu chỉnh đa so sánh) giảm 1,5 điểm ở mức liều cao hơn và không khác ở mức liều thấp hơn; NIRVANA (Bayer) đo PSG thấy WASO giảm khoảng 22 phút ở tuần 4 (kết cục chính, KTC 90%) nhưng gần như không khác ở tuần 12, trong khi phân tích hậu kiểm thăm dò gộp 12 tuần vẫn nghiêng về thuốc (WASO −10 phút). Nguyên nhân khả dĩ: kết cục tự báo cáo so với PSG, quần thể (NIRVANA chọn người có WASO ≥ 30 phút), cỡ mẫu (110 so với ~800), đáp ứng giả dược tăng dần (tác giả NIRVANA nêu), khoảng tin cậy 90%; mọi thử nghiệm đều do hãng sản xuất tài trợ và nhà tài trợ tham gia thiết kế, phân tích. (dữ kiện b3-023, b3-024, b3-025)
• Tỉ lệ rối loạn giấc ngủ ở phụ nữ châu Á quanh/sau mãn kinh. Các con số dao động từ 14–30% (Hàn Quốc, Hồng Kông; PSQI > 5, mẫu cộng đồng) đến 50–60% (Malaysia, phòng khám Tokyo, đường dây tư vấn Đài Loan) và 51,6% trong phân tích gộp toàn cầu. Nguyên nhân khả dĩ: công cụ đo (PSQI > 5 so với một mục có/không trong MRS hoặc than phiền triệu chứng), cách chọn mẫu (đại diện quốc gia so với người tìm đến phòng khám/đường dây tư vấn), độ tuổi và giai đoạn, và định nghĩa "rối loạn giấc ngủ" trong phân tích gộp (gồm cả ngưng thở, chân không yên). (dữ kiện b3-045, b3-048, b3-050, b3-053, b3-056, b3-052, b3-054)
• Yếu tố đi kèm mất ngủ: cơn bốc hoả hay khí sắc trầm. Nghiên cứu phòng khám Tokyo và K-Stori (Hàn Quốc) thấy khí sắc trầm liên quan mạnh hơn (OR trầm cảm 4,16), trong khi phân tích gộp thấy trầm cảm và cơn bốc hoả có OR tương đương (khoảng 2,7), nghiên cứu Hàn Quốc khác thấy VMS liên quan độc lập sau hiệu chỉnh trầm cảm, và quỹ đạo SWAN thấy VMS liên quan còn trầm cảm mất ý nghĩa. Nguyên nhân khả dĩ: K-Stori không đo VMS; mẫu phòng khám chọn người có vấn đề tâm lý; cắt ngang so với dọc; công cụ đo trầm cảm khác nhau. (dữ kiện b3-052, b3-047, b3-051, b3-049, b3-064)
• Ngưng thở sau mãn kinh: độ lớn nguy cơ và vai trò liệu pháp hormone. Wisconsin cắt ngang cho OR 3,5 (KTC 1,4–8,8) với AHI ≥ 15 (mức trung bình–nặng). Tổng quan Baker 2023 viết "nguy cơ ngưng thở khi ngủ nặng cao hơn 3 lần" (gắn với Young 2003 là nhận xét của nhóm biên tập), nhưng nghiên cứu dọc Sleep in Midlife Women (cùng vùng) thấy AHI trung bình cao hơn 31% ở sau mãn kinh và nguy cơ đạt AHI ≥ 15 không tăng có ý nghĩa theo năm sau mãn kinh. Bixler thấy phụ nữ dùng liệu pháp hormone có tỉ lệ thấp như trước mãn kinh, nhưng đó là so sánh quan sát. Nguyên nhân khả dĩ: cắt ngang so với dọc (tách tuổi và tăng cân khỏi mãn kinh), định nghĩa ngưng thở (AHI ≥ 5/10/15, có/không triệu chứng; ODI cổ tay ở Nagahama), cỡ mẫu nhỏ ở nhóm nặng, và nhiễu do chọn người dùng hormone. (dữ kiện b3-041, b3-042, b3-040, b3-075, b3-043)

Khoảng trống#

• Chưa mở được trang khuyến nghị đầy đủ của NICE NG23 (bị chặn); chỉ có tin chính thức về bản dự thảo 11/2023 và trang "Update information" 11/2024; chưa có số hiệu và câu chữ khuyến nghị về CBT và giấc ngủ.
• Chưa đọc tuyên bố của The Menopause Society/NAMS 2022 về liệu pháp hormone (phần giấc ngủ) và chưa tìm được tuyên bố/hướng dẫn riêng về mất ngủ thời kỳ mãn kinh của AASM hay ACOG.
• Chưa tìm được nghiên cứu PSG về giấc ngủ quanh mãn kinh ở phụ nữ Đông Nam Á (Thái Lan, Indonesia, Philippines, Việt Nam — phần Việt Nam ở Phụ lục D); ngoài các khảo sát Việt Nam, chỉ có một khảo sát MRS ở Malaysia.
• Tổng quan hệ thống các nghiên cứu dọc (Xu 2014) chỉ gồm nghiên cứu phương Tây; dữ liệu dọc ở châu Á mới có một thuần tập đô thị Trung Quốc (n = 458) với tóm tắt chỉ có giá trị p.
• Chưa đọc được bài gốc thử nghiệm escitalopram của MsFLASH (chỉ có qua phân tích gộp) và thử nghiệm gốc paroxetine được NAMS dẫn.
• Fezolinetant: chưa tìm được thử nghiệm đo giấc ngủ bằng PSG hay actigraphy; số liệu hiện có đều là thang tự báo cáo trong thử nghiệm do Astellas tài trợ.
• Gabapentin (Yurcheshen 2009): tóm tắt không có cỡ mẫu và cỡ hiệu ứng; chưa đọc toàn văn.
• Freedman & Roehrs 2004: tóm tắt không nêu cỡ mẫu từng nhóm; Lampio 2017, Hall 2009, Kravitz 2011: chỉ đọc được tóm tắt (toàn văn trả phí hoặc không truy cập được).
• WHI (Hays 2003): chưa đọc được phần tài trợ và nhà cung cấp thuốc.
• Chưa tìm được RCT CBT-I ở phụ nữ mãn kinh châu Á đọc được toàn văn (Moon 2025 có gộp nghiên cứu Trung Quốc, Hàn Quốc nhưng chưa đọc từng bài gốc).
• Ngưng thở khi ngủ ở phụ nữ châu Á sau mãn kinh: chỉ có Nagahama (đo oxy cổ tay + actigraphy, không phải PSG); chưa có tỉ lệ đã hiệu chỉnh tuổi theo tình trạng mãn kinh.

Việt Nam#

Mâu thuẫn giữa các nguồn#

• Tỉ lệ ngủ kém/mất ngủ khi mang thai ở Việt Nam dao động từ khoảng 1/5 đến gần 2/3. 21,6% (Hùng Vương, PSQI > 5, chỉ ba tháng giữa, nguy cơ cao tiền sản giật); 40,2% (Cần Thơ 2023, PSQI > 5, khám ngoại trú, 65,5% ở ba tháng cuối); 61,8% (Cần Thơ, chỉ ba tháng cuối); 26,23% (Đại học Y Dược TP.HCM, ISI ≥ 10 – đo mất ngủ, không phải chất lượng giấc ngủ). Nguyên nhân khả dĩ: tuổi thai (tỉ lệ cao dần theo tỉ trọng ba tháng cuối: 21,6% → 40,2% → 61,8%), công cụ đo (PSQI so với ISI), quần thể chọn lọc tại bệnh viện. (dữ kiện b4-001, b4-003, b4-004, b4-023)
• Nữ có ngủ kém hơn nam trong các mẫu Việt Nam không. Nữ cao hơn rõ: cán bộ, giảng viên Đại học Duy Tân (mất ngủ 47,6% so với 31,7%, còn ý nghĩa trong mô hình đa biến dạng tuyến tính, p = 0,036), sinh viên VinUni (≈ 90% so với ≈ 70%), đái tháo đường ở Bệnh viện Đại học Y Hà Nội (69,0% so với 41,5%; OR hiệu chỉnh 3,00), nhân viên y tế Thạch Thất (47,4% so với 17,4% thô), học sinh chuyên Tây Ninh (nam OR 0,54). Không khác: Bệnh viện E (n = 50; 51,6% so với 52,6%), sinh viên điều dưỡng Phạm Ngọc Thạch (48,0% so với 45,6%). Ngược chiều nhưng không có ý nghĩa: người bệnh hô hấp Tâm Anh (nữ 57,9% < nam 70,1%, p = 0,07). Không xác định được chiều: người mới mắc đái tháo đường (OR 0,13 cho "nữ so với nam" nhưng tác giả viết nữ ngủ kém hơn). Tập 12 có mẫu cộng đồng Thái Bình với nữ mất ngủ nhiều hơn (b6-001) và hai mẫu người cao tuổi/nằm viện mà nam ngủ kém hơn (dữ kiện Tập 12: b6-029, b3-060). Nguyên nhân khả dĩ: phần lớn là phân tích thô; khi hiệu chỉnh (Thạch Thất) khác biệt giới biến mất, còn ở Bệnh viện Đại học Y Hà Nội vẫn còn; mẫu bệnh viện bị chi phối bởi bệnh nền; cỡ mẫu nhỏ; nhóm tuổi khác nhau; cách mã hoá OR không rõ ở một số bài. (dữ kiện b4-014, b4-015, b4-024, b4-027, b4-035, b4-025, b4-026, b4-028, b4-036)
• Tần suất dấu hiệu trầm cảm sau sinh theo EPDS ở các mẫu Việt Nam có giấc ngủ được đo. 2,5% (TP.HCM, 1 tháng sau sinh, không công bố điểm cắt) so với 36,3% (Hà Nội, sản phụ mắc COVID-19, EPDS ≥ 9) và 46,8% "dấu hiệu trầm cảm" (Vinmec Times City). Nguyên nhân khả dĩ: điểm cắt EPDS khác nhau (≥ 9 so với ≥ 13 hay ngưỡng không nêu), thời điểm đo, quần thể đặc thù (COVID-19, bệnh viện tư), cách định nghĩa "dấu hiệu" so với "trầm cảm". Vì vậy không so sánh trực tiếp được độ mạnh liên quan giữa giấc ngủ và trầm cảm giữa các bài. (dữ kiện b4-034, b4-005, b4-007)
• Thời lượng ngủ và triệu chứng kinh nguyệt ở nữ sinh viên Việt Nam. Buôn Ma Thuột: ngủ < 7 giờ/ngày đi kèm PMS (OR hiệu chỉnh 2,46); một trường miền Bắc: giờ ngủ không tương quan với tổng điểm Bảng hỏi khó chịu kinh nguyệt (MDQ) (rs ≈ −0,06 đến −0,10); Đại học Y Hà Nội: giờ ngủ không liên quan với có đau bụng kinh (p = 0,698). Nguyên nhân khả dĩ: kết cục khác nhau (PMS nhị phân theo PSST, điểm triệu chứng liên tục theo MDQ, đau bụng kinh), cách đo giờ ngủ thô (một câu hỏi), cả ba đều cắt ngang nên chiều liên quan có thể ngược (triệu chứng làm ngủ kém). (dữ kiện b4-029, b4-030, b4-031)
• Tỉ lệ vấn đề giấc ngủ ở phụ nữ quanh/sau mãn kinh Việt Nam. 96,0% (cộng đồng nông thôn Thái Bình, một mục MRS – tính cả mức nhẹ), 80% (Bệnh viện Trung ương Thái Nguyên, cách đo không nêu trong tóm tắt), 68,5% (Bệnh viện Đồng Nai 2, PSQI > 5, đã loại người dùng nội tiết và làm ca đêm). Nguyên nhân khả dĩ: định nghĩa khác (có triệu chứng bất kỳ trên MRS so với điểm PSQI), giai đoạn mãn kinh khác nhau và không phân theo STRAW, mẫu cộng đồng so với phòng khám. (dữ kiện b4-008, b4-009, b4-011)

Khoảng trống#

• Chưa tìm được nghiên cứu Việt Nam nào đo giấc ngủ khách quan (PSG hoặc actigraphy) ở phụ nữ mang thai hay phụ nữ mãn kinh; dữ liệu đo bằng thiết bị duy nhất là nghiên cứu Fitbit sau sinh ở TP.HCM.
• Chưa tìm được nghiên cứu Việt Nam về ngưng thở khi ngủ, ngáy hay hội chứng chân không yên ở phụ nữ mang thai, hay về liên quan giữa giấc ngủ và tiền sản giật/đái tháo đường thai kỳ trong mẫu Việt Nam.
• Chưa tìm được thử nghiệm ngẫu nhiên có đối chứng nào ở Việt Nam về can thiệp giấc ngủ (CBT-I, vận động, y học cổ truyền) dành riêng cho phụ nữ mang thai, sau sinh hoặc mãn kinh; các nghiên cứu châm cứu/xoa bóp Việt Nam tìm được không giới hạn ở phụ nữ.
• Công nhân nữ: chưa tìm được số liệu giấc ngủ riêng. Bài về 769 nữ công nhân da giày (Tạp chí Y tế Công cộng số 40, 2016) chỉ cho biết khoảng 40% có ít nhất 1 trong 5 triệu chứng thần kinh – tâm lý sau ca (gồm mất ngủ) trong tóm tắt; bản PDF bị chặn nên không tách được tỉ lệ mất ngủ. Các bài về nữ công nhân may (Hà Nam 2022, Thái Nguyên 2024) không đo giấc ngủ.
• Nữ điều dưỡng làm ca đêm: ngoài các nghiên cứu Tập 12 đã dùng (Tây Nam Bộ, Vinmec, nhân viên y tế COVID-19), chưa tìm được nghiên cứu Việt Nam mới tách riêng nữ điều dưỡng làm ca đêm; nghiên cứu Thạch Thất (77% nữ) không có biến ca đêm.
• Không mở được toàn văn Hướng dẫn quốc gia về các dịch vụ chăm sóc sức khoẻ sinh sản ban hành kèm 4128/QĐ-BYT (29/7/2016), nên chưa biết phần mãn kinh/chăm sóc trước sinh của văn bản này có nhắc giấc ngủ không và phần mãn kinh của nó đã bị 3793/3977 thay thế hay chưa.
• Không mở được toàn văn Quyết định 1154/QĐ-BYT (04/5/2024) về tăng huyết áp thai kỳ, tiền sản giật, sản giật (cổng Sở Y tế Đồng Nai lỗi), nên chưa biết có nhắc ngưng thở khi ngủ/ngáy không. Phụ lục 1 (thang MRS) của 3977/QĐ-BYT chỉ có dạng ảnh, không đọc được.
• Điều tra sức khoẻ học sinh toàn cầu (GSHS) Việt Nam 2019 (WHO/Bộ Y tế/Bộ GD&ĐT) có câu hỏi "lo lắng đến mức không ngủ được" theo giới, nhưng không mở được bản PDF báo cáo trên iris.who.int; chưa thu số liệu.
• Tập quán ở cữ và giấc ngủ của mẹ: ngoài các nghiên cứu Tập 12 đã dùng (Huế 2010, xông hơi TP.HCM), chưa tìm được nghiên cứu Việt Nam đo giấc ngủ của mẹ theo từng tập quán (nằm than, kiêng gió, nằm phòng kín). Bài kiến thức ở cữ của 278 sản phụ tại Bệnh viện Đại học Y Dược TP.HCM (2024) chỉ có tóm tắt với giá trị p.
• Europe PMC liên tục báo giới hạn truy cập (rate limit) cho các truy vấn tìm kiếm; PubMed/PMC yêu cầu xác minh truy cập – một phần tài liệu quốc tế về phụ nữ Việt Nam có thể đã bị bỏ sót.
• Không có khảo sát quốc gia đại diện nào (ngoài LSAHV người cao tuổi đã dùng ở Tập 12) báo cáo tỉ lệ mất ngủ theo giới ở người trưởng thành Việt Nam; STEPS và Điều tra Y tế quốc gia không có câu hỏi giấc ngủ trong các tài liệu chúng tôi tìm được.