Phương pháp và độ chắc chắn của bằng chứng

Trang này mô tả Tập 13 được làm thế nào, để người đọc biết có thể tin mỗi kết luận tới đâu và có thể tự kiểm lại từng dữ kiện. Tập có 256 dữ kiện đã qua kiểm chứng độc lập, từ 190 nguồn. Chúng tôi không phải nhóm lâm sàng và tập không qua bình duyệt của tạp chí; vì vậy các bước được ghi lại dưới đây, kể cả những gì chúng tôi chưa làm được.

Câu hỏi và phạm vi#

Tập hỏi: giấc ngủ của phụ nữ khác nam giới ở đâu, và thay đổi thế nào qua chu kỳ kinh nguyệt, thai kỳ, sau sinh và quanh mãn kinh. Với mỗi kết quả, tập hỏi đo bằng gì, ở nước nào, mạnh tới đâu, và Việt Nam đã tự đo được những gì. Tập không khuyên dùng hay không dùng hormone, thuốc hay thực phẩm chức năng, không nêu liều và không thay cho khám bệnh.

Ai làm và làm thế nào#

Tập là một tổng quan tường thuật có cấu trúc, không phải tổng quan hệ thống theo chuẩn PRISMA (Preferred Reporting Items for Systematic Reviews and Meta-Analyses). Toàn bộ các bước thu thập, kiểm chứng, viết, phản biện và rà soát do các phiên làm việc riêng của Claude (một mô hình AI của Anthropic) thực hiện theo giao thức viết sẵn. Nhóm biên tập của giacngungon.vn đặt câu hỏi, duyệt giao thức và chịu trách nhiệm về nội dung. "Độc lập" ở đây nghĩa là mỗi lượt kiểm chứng, phản biện hay rà soát là một phiên riêng, không thấy quá trình làm của phiên trước và chỉ đối chiếu với nguồn gốc; đó không phải người thẩm định là chuyên gia con người. Tập chưa được một bác sĩ sản phụ khoa, bác sĩ tâm thần hay chuyên gia giấc ngủ là người thật đọc duyệt.

Các bước#

Tìm và chọn nguồn#

Nguồn quốc tế được tìm trên Europe PMC, PubMed, OpenAlex, Crossref và trang nhà xuất bản. Nguồn Việt Nam được tìm trên các tạp chí y học trong nước, cổng văn bản pháp luật và cổng thông tin của Bộ Y tế. Việc tìm kiếm diễn ra trong 11/2026. Ưu tiên theo thứ tự: hướng dẫn và văn bản chính thức, tổng quan hệ thống và phân tích gộp, thử nghiệm ngẫu nhiên, thuần tập lớn, cắt ngang; nghiên cứu Việt Nam được ưu tiên trước nghiên cứu nước ngoài. Chúng tôi không lưu chuỗi tìm kiếm và số bản ghi qua từng bước sàng lọc, vì vậy không có sơ đồ kiểu PRISMA và người khác không thể lặp lại đúng tập kết quả tìm kiếm. Điều lặp lại được là từng dữ kiện, vì mỗi dữ kiện có nguồn, câu trích và cách đọc. Chúng tôi không dùng một công cụ chuẩn để chấm nguy cơ sai lệch cho từng nghiên cứu; nguy cơ sai lệch được ghi bằng lời trong từng dữ kiện (thiết kế, làm mù, nhóm chứng, hiệu chỉnh, tài trợ).

Tập này dựa trên gì#

Trong 256 dữ kiện, 182 đọc từ toàn văn và 74 chỉ đọc được tóm tắt (ghi "(tóm tắt)" ở cột Nguồn của phụ lục). Nhánh khác biệt giới, chu kỳ kinh nguyệt và hormone có 71 dữ kiện; thai kỳ và sau sinh 68; quanh và sau mãn kinh 77; Việt Nam 40.

Độ chắc chắn của các kết luận chính#

Mức chắc chắn dưới đây do nhóm biên tập chấm, không phải do tác giả các nghiên cứu. Chúng tôi dùng khung GRADE rút gọn (Grading of Recommendations Assessment, Development and Evaluation): bằng chứng từ thử nghiệm ngẫu nhiên có đối chứng bắt đầu ở mức cao, từ nghiên cứu quan sát bắt đầu ở mức thấp. Mức bị hạ khi nghiên cứu có nguy cơ sai lệch, kết quả không nhất quán, bằng chứng gián tiếp (ví dụ đo ở nước khác hay quần thể khác), ước lượng không chính xác hoặc có dấu hiệu sai lệch xuất bản. Với nghiên cứu quan sát, mức có thể được nâng khi hiệu ứng rất lớn, có quan hệ liều – đáp ứng, hoặc nhiễu dư chỉ có thể làm nhỏ hiệu ứng; trong tập này không câu hỏi nào được nâng. Câu hỏi về liên quan (như tư thế đi ngủ và thai chết lưu) và câu hỏi về tỉ lệ ghép từ nhiều mẫu (như tỉ lệ mất ngủ khi mang thai, tỉ lệ ngủ kém quanh mãn kinh) bắt đầu ở mức thấp. Với câu hỏi tỉ lệ, mẫu không đại diện là một lý do hạ bậc. Mỗi câu hỏi được chấm cho một kết cục chính ghi trong câu hỏi. Khi hai kết cục của cùng một vấn đề có mức khác nhau (ví dụ thang tự báo cáo và số đo bằng đa ký giấc ngủ), chúng tôi tách thành hai câu hỏi, mỗi câu một kết cục và một mức. Cách làm thường của GRADE gộp hai kết cục vào một mức chung theo kết cục quan trọng có mức thấp nhất; tách câu hỏi giữ được cả hai mức mà không để mức cao hơn đứng thay cho mức thấp hơn. Hai kết cục cùng mức (ví dụ tiền sản giật và đái tháo đường thai kỳ) có thể nằm chung một câu hỏi. Các lý do hạ bậc được áp theo cùng quy ước cho mọi câu hỏi. Không nhất quán: dị biệt rất cao luôn là lý do hạ, kể cả khi các ước lượng cùng chiều; quy ước này chặt hơn hướng dẫn GRADE gốc. Một kết quả không có ý nghĩa thống kê ở nghiên cứu nhỏ được xếp là không chính xác, không phải không nhất quán. Không chính xác: hạ khi bằng chứng chỉ gồm một hay vài mẫu nhỏ (dưới khoảng 200 người mỗi mẫu) không có ước lượng gộp, hoặc khi khoảng tin cậy trải từ hiệu ứng gần không đến hiệu ứng lớn. Hạ 2 bậc khi khoảng tin cậy chứa cả lợi lẫn hại. Nguy cơ sai lệch: chỉ đọc được tóm tắt là lý do hạ khi bằng chứng chính của câu hỏi chỉ có ở dạng tóm tắt, không có nguồn toàn văn nào cùng kết luận. Khi tổng quan gốc đã tự chấm GRADE, chúng tôi ghi lại và dùng làm căn cứ. Mức chắc chắn do một phiên chấm, được ba phiên hội đồng soát lại, rồi một lượt rà soát áp lại cùng quy ước cho mọi câu hỏi. Không có hai người chấm độc lập rồi đối chiếu như một tổng quan hệ thống đầy đủ. "Cao" nghĩa là nghiên cứu mới khó làm thay đổi kết luận; "rất thấp" nghĩa là kết luận rất có thể thay đổi.

Viết tắt dùng trong bảng và phần lý do bên dưới:

• liệu pháp nhận thức – hành vi cho mất ngủ (cognitive behavioral therapy for insomnia, CBT-I);
• đa ký giấc ngủ (polysomnography, PSG) và thời gian thức sau khi đã ngủ đo trên đó (wake after sleep onset, WASO);
• chỉ số chất lượng giấc ngủ Pittsburgh (Pittsburgh Sleep Quality Index, PSQI) và chỉ số mức độ mất ngủ (Insomnia Severity Index, ISI);
• chỉ số ngưng thở–giảm thở (apnea–hypopnea index, AHI), chỉ số khối cơ thể (body mass index, BMI) và thở áp lực dương liên tục (continuous positive airway pressure, CPAP);
• thử nghiệm ngẫu nhiên có đối chứng (randomized controlled trial, RCT) và triệu chứng vận mạch (vasomotor symptoms, VMS: cơn bốc hoả, đổ mồ hôi đêm);
• tỉ số chênh (odds ratio, OR), tỉ số nguy cơ (risk ratio, RR), tỉ số nguy cơ theo thời gian (hazard ratio, HR), hiệu số trung bình chuẩn hoá (standardized mean difference, SMD) và khoảng tin cậy (KTC).

Trong 31 câu hỏi, không câu nào đạt mức cao; 2 ở mức vừa, 11 ở mức thấp và 18 ở mức rất thấp. Mỗi câu hỏi chỉ có một mức; các vấn đề có hai kết cục khác mức đã được tách thành hai câu hỏi liền nhau. Điều này không có nghĩa các kết quả là sai; nó có nghĩa phần lớn câu hỏi về giấc ngủ của phụ nữ chỉ có nghiên cứu quan sát, hoặc có thử nghiệm nhưng nhỏ và có nguy cơ sai lệch.

Lý do chấm từng mức#

Phụ nữ có mất ngủ nhiều hơn nam giới không? Mức thấp. Phân tích gộp 29 bài (chỉ đọc tóm tắt) cho tỉ số nguy cơ (risk ratio, RR) mất ngủ nữ so với nam 1,41 (KTC 95% 1,28–1,55). Phân tích gộp 13 nghiên cứu chỉ nhận mất ngủ chẩn đoán theo tiêu chuẩn cho tỉ số chênh (odds ratio, OR) 1,58 (KTC 95% 1,35–1,85). Phân tích gộp 17 nghiên cứu dân số chung ở Trung Quốc không thấy khác biệt có ý nghĩa theo giới. Thiết kế gốc: phân tích gộp các nghiên cứu quan sát, khởi điểm thấp. Không hạ vì không nhất quán về chiều: hai phân tích gộp quốc tế cùng chiều, KTC hẹp, và 12/14 nghiên cứu dùng tiêu chuẩn của Sổ tay chẩn đoán và thống kê các rối loạn tâm thần (DSM) có tỉ lệ ở nữ cao hơn. Dị biệt rất cao (I² = 99,7% và 99,5%) thuộc về ước lượng tỉ lệ mất ngủ chung, không phải tỉ số nữ/nam; các bài không báo I² cho tỉ số này SL. Đây là ca sát ranh giới: phân tích gộp Trung Quốc không thấy khác biệt. Hai phân tích gộp quốc tế còn khác nhau về việc khoảng cách tăng hay giảm theo tuổi (OR 1,86 ở nhóm tuổi trung bình ≤ 44,7 so với 1,31 ở nhóm lớn hơn). Tuy vậy, trong bài năm 2020 khác biệt giữa các phân nhóm không có ý nghĩa thống kê và bài năm 2006 không nêu số theo tuổi; vì vậy chúng tôi không coi đây là không nhất quán SL. Không hạ vì nguy cơ sai lệch: định nghĩa mất ngủ khác nhau giữa các nghiên cứu, nhưng trong mỗi nghiên cứu nam và nữ được hỏi cùng một cách SL. Phân tích gộp 29 bài chỉ đọc được tóm tắt, nhưng phân tích gộp đọc toàn văn (OR 1,58) cùng kết luận, vì vậy không hạ vì lý do này. Không nâng: RR 1,41 là hiệu ứng vừa. Mức này nói về khác biệt trung bình giữa hai nhóm, không nói về từng người. Dữ liệu Việt Nam: Có, trực tiếp. Các mẫu Việt Nam đều ở một cơ sở và cho kết quả không thống nhất (xem câu hỏi của chương 10). Chưa có khảo sát quốc gia đại diện nào báo cáo tỉ lệ mất ngủ theo giới ở người trưởng thành Việt Nam, ngoài nghiên cứu người cao tuổi đã dùng ở Tập 12.

Đo bằng đa ký giấc ngủ, giấc ngủ của nữ có sâu hơn của nam không? Mức rất thấp. Trong 2.685 người 37–92 tuổi ở Mỹ đo đa ký giấc ngủ (chỉ đọc tóm tắt), nữ có lượng giấc ngủ sóng chậm nhiều hơn nam 106%. Một bản thảo phân tích gộp năm 2026, chưa bình duyệt, cho công suất sóng delta ở nữ cao hơn (SMD −0,50; KTC 95% −0,70 đến −0,30; giá trị âm nghiêng về nữ; 7 nghiên cứu, 407 người). Thiết kế gốc: cắt ngang, khởi điểm thấp. Hạ 1 bậc vì nguy cơ sai lệch: hai nghiên cứu cộng đồng lớn chỉ đọc được tóm tắt dựng lại từ chỉ mục OpenAlex, đo một đêm (có hiệu ứng đêm đầu), và phân tích gộp duy nhất là bản thảo chưa bình duyệt. Giấc ngủ sóng chậm chấm theo biên độ sóng, do đó một phần khác biệt có thể do kỹ thuật đo chứ không do giấc ngủ SL. Không hạ thêm vì không nhất quán: mẫu 24 người trẻ ở Nam Phi không thấy khác biệt có ý nghĩa (22% ở nam so với 25–26% ở nữ), nhưng mẫu này quá nhỏ để kết luận. Nghịch lý là, theo một tổng quan tường thuật, nữ ở nhiều lứa tuổi lại báo nhiều vấn đề giấc ngủ hơn nam SL. Dữ liệu Việt Nam: Không. Chúng tôi chưa tìm được nghiên cứu Việt Nam nào đo giấc ngủ bằng đa ký giấc ngủ (polysomnography, PSG) ở phụ nữ. Các so sánh nam–nữ ở Việt Nam đều dùng thang tự báo cáo.

Giấc ngủ đo khách quan có thay đổi theo pha của chu kỳ kinh nguyệt không? Mức rất thấp. Trên đa ký giấc ngủ, hoạt động điện não vùng thoi ngủ tăng ở pha hoàng thể trong bốn nghiên cứu nhỏ (9–62 người). Hai ví dụ là mẫu 21 phụ nữ 18–40 tuổi (công suất dải sigma, p < 0,01) và mẫu 20 phụ nữ đầu giai đoạn chuyển tiếp mãn kinh (mật độ thoi ngủ, p = 0,007). Thức giấc tăng ở pha hoàng thể trong hai nghiên cứu (p = 0,02 ở 21 phụ nữ; p = 0,003 ở 20 phụ nữ). Tổng thời gian ngủ và hiệu quả giấc ngủ không đổi theo pha. Giấc ngủ sóng chậm giảm ở một nghiên cứu (12,6% xuống 10,0% ở nhóm không mất ngủ) nhưng không đổi ở các nghiên cứu khác. Thiết kế gốc: quan sát lặp lại trên cùng người, khởi điểm thấp. Hạ vì không chính xác: bốn nghiên cứu chỉ có 9–62 người, phần lớn chỉ báo giá trị p và không có ước lượng gộp. Đây là cùng ngưỡng đã dùng để hạ ở câu hỏi hội chứng tiền kinh nguyệt và câu hỏi cơn bốc hoả SL. Với thoi ngủ và thức giấc, không hạ vì không nhất quán: các nghiên cứu cùng chiều, và ba nghiên cứu xác nhận rụng trứng bằng hormone hay que thử. Với giấc ngủ sóng chậm, kết quả còn không nhất quán (de Zambotti 2015 thấy giảm, Driver 1996 và Baker 2001 không thấy). Ví dụ mật độ thoi ngủ đến từ phụ nữ 43–53 tuổi đầu chuyển tiếp mãn kinh, do đó gián tiếp với phụ nữ trẻ. Thiết bị đeo (nhẫn Oura, 26 phụ nữ) thấy nhiệt độ da và nhịp tim thay đổi theo pha nhưng giấc ngủ ước tính thì không. Dữ liệu Việt Nam: Không. Chưa tìm được nghiên cứu Việt Nam nào đo giấc ngủ theo pha chu kỳ kinh. Các nghiên cứu nữ sinh viên Việt Nam chỉ hỏi số giờ ngủ hay triệu chứng trước kỳ kinh.

Phụ nữ có hội chứng tiền kinh nguyệt nặng có ngủ kém hơn khi đo bằng đa ký giấc ngủ không? Mức rất thấp. Ở 9 phụ nữ có hội chứng tiền kinh nguyệt (premenstrual syndrome, PMS) nặng và 12 người chứng, chất lượng giấc ngủ tự đánh giá kém hơn ở pha hoàng thể muộn (p = 0,02) chỉ ở nhóm PMS. Trên đa ký giấc ngủ, giấc ngủ sóng chậm tương đương (16,8% ở nhóm chứng, 18,4% ở nhóm PMS, pha nang noãn). Hai nghiên cứu khác thấy nhóm PMS hay rối loạn khí sắc tiền kinh (PMDD) còn có nhiều giấc ngủ sóng chậm hơn nhóm chứng. Thiết kế gốc: bệnh–chứng trong phòng thí nghiệm giấc ngủ và cắt ngang, khởi điểm thấp. Hạ vì không chính xác: mỗi nhóm chỉ 5–18 người, và chưa có phân tích gộp. Hạ vì nguy cơ sai lệch: cách xác định PMS khác nhau, từ phỏng vấn chẩn đoán đến một câu hỏi tự báo cáo (72,6% phụ nữ trong mẫu Brazil báo có PMS). Ba trong bốn nghiên cứu có đa ký giấc ngủ chỉ đọc được tóm tắt. Các nghiên cứu cùng chiều ở điểm chính: khác biệt nằm ở cảm nhận, không thấy trên đa ký giấc ngủ. Tác giả cho rằng lo âu ảnh hưởng mạnh đến cách đánh giá chất lượng giấc ngủ. Dữ liệu Việt Nam: Có, gián tiếp. Ở nữ sinh viên Việt Nam, công cụ sàng lọc triệu chứng tiền kinh nguyệt (PSST) cho thấy "ngủ nhiều" trước kỳ kinh gặp nhiều hơn "mất ngủ". Tỉ lệ là 69,4% so với 44,4% ở Trường Đại học Y Hà Nội (nhóm biên tập tính từ bảng SL), và 75,4% so với 43,7% ở một trường tại TP.HCM. Ở Buôn Ma Thuột, ngủ dưới 7 giờ/ngày đi kèm PMS với OR hiệu chỉnh 2,46 (KTC 95% 1,25–4,84). Không có số đo khách quan.

Thuốc tránh thai nội tiết có đi kèm thay đổi giấc ngủ không? Mức rất thấp. Phân tích gộp 13 nghiên cứu (chỉ đọc tóm tắt) chỉ thấy một khác biệt có ý nghĩa trong 33 phép gộp. Đó là thời gian thức sau khi đã ngủ (WASO) ngắn hơn 7,12 phút ở người dùng (KTC 95% −12,80 đến −1,44; I² = 65%). Một khảo sát trực tuyến 1.286 phụ nữ lại thấy người dùng than phiền về giấc ngủ nhiều hơn. Thiết kế gốc: quan sát so sánh người dùng với người không dùng, khởi điểm thấp. Hạ vì nguy cơ sai lệch: người dùng thuốc tự chọn và có thể khác người không dùng ở nhiều đặc điểm (nhiễu do chỉ định); phân tích gộp và khảo sát chỉ đọc được tóm tắt. Hạ vì không nhất quán: phân tích gộp thấy WASO ngắn hơn, khảo sát thấy nhiều than phiền hơn, và một nghiên cứu phòng thí nghiệm 8 người mỗi nhóm thấy người dùng có ít giấc ngủ sóng chậm hơn (18% so với 25%). Các nghiên cứu không tách được loại progestin hay đường dùng. Một kết quả có ý nghĩa trong 33 phép gộp cũng có thể do so sánh bội SL. Dữ liệu Việt Nam: Không. Chưa tìm được nghiên cứu Việt Nam. Nghiên cứu nữ sinh viên điều dưỡng ở miền Bắc đã loại người dùng thuốc tránh thai nội tiết khỏi mẫu.

Phụ nữ bị ngưng thở khi ngủ có bị bỏ sót chẩn đoán nhiều hơn nam giới không? Mức rất thấp. Trong mẫu dân số Lausanne đo đa ký giấc ngủ tại nhà, rối loạn thở khi ngủ mức trung bình–nặng gặp ở 23,4% nữ (KTC 95% 20,9–26,0) và 49,7% nam (KTC 95% 46,6–52,8). Tỉ lệ nam:nữ là 3–5:1 trong dân số nhưng 8–10:1 ở mẫu phòng khám. Trong thuần tập Bắc Âu, ở người có triệu chứng, nữ giới đi kèm OR hiệu chỉnh được can thiệp 0,3 (KTC 95% 0,3–0,5). Thiết kế gốc: cắt ngang và thuần tập quan sát, khởi điểm thấp. Hạ vì gián tiếp: khoảng cách giữa tỉ số nam:nữ ở dân số và ở phòng khám chỉ là chỉ báo gián tiếp của chẩn đoán thiếu, lấy từ một tổng quan tường thuật chưa đối chiếu bài gốc. Trong thuần tập Bắc Âu, chẩn đoán và can thiệp đều tự báo cáo, không ai được đo đa ký giấc ngủ để biết thật sự mắc. Hạ vì không nhất quán: tổng quan châu Âu và một mẫu phòng khám 2.827 bệnh nhân mô tả triệu chứng ở nữ khác nam, nhưng mẫu cộng đồng Wisconsin 939 người không thấy khác biệt triệu chứng. Điểm cùng chiều: trong mẫu phòng khám, nữ đến khám khi lớn tuổi hơn và BMI cao hơn, phù hợp với giả thuyết chẩn đoán muộn. Dữ liệu Việt Nam: Không. Chưa tìm được nghiên cứu Việt Nam về ngưng thở khi ngủ ở phụ nữ. Các hướng dẫn sản khoa và mãn kinh của Bộ Y tế mà chúng tôi đọc được không nhắc ngưng thở khi ngủ.

Hội chứng buồng trứng đa nang có đi kèm ngưng thở khi ngủ độc lập với béo phì không? Mức rất thấp. Hai phân tích gộp chỉ nhận nghiên cứu đo bằng đa ký giấc ngủ cho OR 8,3 (KTC 95% 3,30–20,87; I² = 94,1%) và 3,83 (KTC 95% 1,43–10,24). Tỉ lệ ngưng thở gộp trong các mẫu phụ nữ có hội chứng buồng trứng đa nang (PCOS) là 35,0% (KTC 95% 22,2–48,9%) ở một phân tích gộp và 22% (KTC 95% 8–40%) ở phân tích gộp kia, chủ yếu từ mẫu nhỏ. Ở hai nghiên cứu có phân tầng theo BMI, không ghi nhận ngưng thở ở phụ nữ PCOS không béo phì. Thiết kế gốc: phần lớn cắt ngang cỡ nhỏ, khởi điểm thấp. Hạ vì không nhất quán: dị biệt rất cao (I² = 94,1% ở Helvaci 2017; ở Kahal 2019, I² = 92% là của tỉ lệ gộp, không phải của OR). Hạ vì nguy cơ sai lệch: béo phì là yếu tố nhiễu lớn mà phân tích gộp chưa loại được. Thuần tập Đài Loan (HR 2,63; KTC 95% 1,57–4,04) dựa trên mã chẩn đoán, do đó có thiên lệch phát hiện, và tóm tắt không nêu có hiệu chỉnh BMI. Không nâng dù OR lớn, vì KTC rất rộng và nhiễu chưa loại được. Hướng dẫn quốc tế dựa trên bằng chứng về PCOS năm 2023 tự xếp khuyến cáo hỏi triệu chứng ngưng thở là khuyến cáo mạnh, chất lượng bằng chứng trung bình, và nhận định tỉ lệ cao hơn độc lập với BMI. Mức của chúng tôi thấp hơn vì câu hỏi ở đây là liên quan có độc lập với béo phì không, và dữ liệu chúng tôi đọc được chưa trả lời điều đó SL. Dữ liệu Việt Nam: Không. Chưa tìm được nghiên cứu Việt Nam hay Đông Nam Á nào về hội chứng buồng trứng đa nang và ngưng thở khi ngủ.

Sau mãn kinh có đi kèm ngưng thở khi ngủ nhiều hơn trước mãn kinh không? Mức thấp. Trong 589 phụ nữ Wisconsin đo đa ký giấc ngủ (chỉ đọc tóm tắt), có hiệu chỉnh tuổi, thể trạng và hút thuốc. Sau mãn kinh đi kèm OR 2,6 (KTC 95% 1,4–4,8) cho chỉ số ngưng thở–giảm thở (AHI) ≥ 5 so với trước mãn kinh. Theo dõi dọc 219 phụ nữ đo đa ký giấc ngủ tại nhà cho AHI cao hơn 31% (KTC 95% 2–68%) sau mãn kinh và cao hơn 4% (KTC 95% 2–6%) với mỗi năm sau mãn kinh. Mức tăng này độc lập với tuổi và các số đo béo phì. Thiết kế gốc: cắt ngang và thuần tập quan sát, khởi điểm thấp. Không hạ vì không nhất quán: Wisconsin, thuần tập dọc Sleep in Midlife Women, mẫu dân số Pennsylvania (0,6% trước mãn kinh so với 2,7% sau mãn kinh không dùng hormone) và Nagahama ở Nhật cùng chiều. Các nghiên cứu này đều đo khách quan, và trừ tỉ lệ thô của Nagahama, đều hiệu chỉnh tuổi và chỉ số béo phì. Không hạ vì không chính xác: cận dưới của các khoảng tin cậy đều trên 1 và kết quả lặp lại ở hai thuần tập. Không hạ vì nguy cơ sai lệch dù Wisconsin chỉ đọc được tóm tắt, vì thuần tập dọc đọc toàn văn cùng kết luận. Không nâng: OR dưới 5 và gradient theo năm nhỏ. Phụ nữ đang dùng hormone có tỉ lệ thấp (0,5%) là số quan sát, không cho biết hormone có tác dụng. Dữ liệu Việt Nam: Không. Chưa tìm được nghiên cứu Việt Nam. Dữ liệu châu Á duy nhất là Nagahama (Nhật), đo oxy ở cổ tay và actigraphy chứ không phải đa ký giấc ngủ.

Sau mãn kinh có đi kèm ngưng thở khi ngủ mức trung bình–nặng nhiều hơn trước mãn kinh không? Mức rất thấp. Trong 589 phụ nữ Wisconsin (chỉ đọc tóm tắt), sau mãn kinh đi kèm OR 3,5 (KTC 95% 1,4–8,8) cho AHI ≥ 15 so với trước mãn kinh, sau hiệu chỉnh tuổi, thể trạng và hút thuốc. Trong thuần tập dọc 219 phụ nữ, nguy cơ đạt AHI ≥ 15 không tăng có ý nghĩa theo năm sau mãn kinh (OR 1,07/năm; KTC 95% 0,97–1,18). Thiết kế gốc: cắt ngang và thuần tập quan sát, khởi điểm thấp. Hạ vì không chính xác: ước lượng có ý nghĩa duy nhất có khoảng tin cậy rất rộng (1,4–8,8), từ liên quan nhỏ đến rất lớn, còn khoảng tin cậy của ước lượng dọc chứa 1. Hạ vì nguy cơ sai lệch: ước lượng có ý nghĩa đó chỉ đọc được tóm tắt dựng lại qua chỉ mục OpenAlex, và không có nguồn toàn văn nào cùng kết luận. Chiều liên quan có thể giống câu hỏi trên, nhưng độ lớn với ngưng thở trung bình–nặng chưa ước lượng được chính xác SL. Một tổng quan năm 2023 diễn đạt OR 3,5 thành nguy cơ "cao hơn 3 lần" với ngưng thở "nặng", cách nói phóng đại độ chính xác. Dữ liệu Việt Nam: Không. Chưa tìm được nghiên cứu Việt Nam. Ở Nagahama (Nhật), đo oxy ở cổ tay và actigraphy, tỉ lệ mức trung bình–nặng là 1,6% trước và 9,4% sau mãn kinh, chưa hiệu chỉnh tuổi (phép cộng của nhóm biên tập) SL.

Rối loạn thở khi ngủ trong thai kỳ có đi kèm tiền sản giật và đái tháo đường thai kỳ không? Mức thấp. Thuần tập nuMoM2b ở Mỹ đo rối loạn thở khi ngủ tại nhà ở 3.306 phụ nữ mang thai lần đầu và hiệu chỉnh tuổi, chỉ số khối cơ thể, tăng huyết áp mạn. Rối loạn thở khi ngủ đi kèm tiền sản giật với aOR 1,94 (KTC 95% 1,07–3,51) đầu thai kỳ và 1,95 (1,18–3,23) giữa thai kỳ. Với đái tháo đường thai kỳ, aOR là 3,47 (1,95–6,19) và 2,79 (1,63–4,77). Phân tích gộp 35 nghiên cứu, trộn OR thô với OR hiệu chỉnh, cho OR 2,19 (1,70–2,82) với tiền sản giật và 1,95 (1,60–2,37) với đái tháo đường thai kỳ. Phân tích gộp chỉ dùng ước tính hiệu chỉnh (chỉ đọc tóm tắt) cùng chiều. Thiết kế gốc: thuần tập và phân tích gộp nghiên cứu quan sát, khởi điểm thấp. Không hạ vì không nhất quán: cả bốn nguồn chính cùng chiều với tiền sản giật hoặc tăng huyết áp thai kỳ, và ba nguồn có báo cáo cùng chiều với đái tháo đường thai kỳ. Không hạ vì nguy cơ sai lệch: thuần tập nuMoM2b tiến cứu, đo rối loạn thở khách quan, đã hiệu chỉnh chỉ số khối cơ thể và đọc toàn văn. Nhiễu dư do béo phì vẫn khả dĩ. Phân tích gộp 35 nghiên cứu trộn OR thô với OR hiệu chỉnh, và phân tích gộp còn lại chỉ đọc được tóm tắt, mỗi ước tính hiệu chỉnh dựa trên 5 nghiên cứu. Khác câu hỏi hội chứng buồng trứng đa nang, ở đây có một thuần tập tiến cứu đo khách quan đã hiệu chỉnh chỉ số khối cơ thể và vẫn thấy liên quan SL. Không hạ vì không chính xác: các khoảng tin cậy đều trên 1. Với tiền sản giật, nhân quả ngược khả dĩ: tiền sản giật đang hình thành có thể gây phù đường thở, như tác giả nghiên cứu ngáy ở Michigan nêu. Không nâng: các OR dưới 5. Mức này nói về liên quan, không nói rối loạn thở khi ngủ gây ra tiền sản giật hay đái tháo đường thai kỳ. Dữ liệu Việt Nam: Không. Chưa tìm được nghiên cứu Việt Nam về rối loạn thở khi ngủ ở thai phụ. Hướng dẫn đái tháo đường thai kỳ (Quyết định 1470/QĐ-BYT) và 27 mục sản khoa của tài liệu 315/QĐ-BYT không nhắc giấc ngủ, ngáy hay ngưng thở khi ngủ.

Ở thai phụ nguy cơ cao có ngưng thở khi ngủ, thở áp lực dương liên tục có giảm tiền sản giật không? Mức thấp. Thử nghiệm ngẫu nhiên có đối chứng duy nhất tìm được, ở ba bệnh viện đại học tại Bangkok (Thái Lan), phân ngẫu nhiên 340 thai phụ nguy cơ cao có ngưng thở khi ngủ nhẹ–trung bình trên đa ký giấc ngủ. Thở áp lực dương liên tục (CPAP) giảm huyết áp tâm trương 2,2 mmHg (KTC 95% −3,9 đến −0,4), kết cục chính. Tiền sản giật, một kết cục phụ, là 13,1% (20/153) ở nhóm CPAP so với 22,3% (35/157) ở nhóm chăm sóc thường; chênh nguy cơ là −9% (KTC 95% −18% đến −1%). Thiết kế gốc: RCT, khởi điểm cao. Hạ vì nguy cơ sai lệch: thử nghiệm nhãn mở, đăng ký hồi cứu, và tiền sản giật là kết cục phụ. Hạ vì không chính xác: một thử nghiệm ở một nước, với 20 và 35 ca tiền sản giật ở hai nhóm, và cận trên của khoảng tin cậy chênh nguy cơ (−1%) sát không. Không hạ thêm vì gián tiếp, vì câu hỏi giới hạn ở thai phụ nguy cơ cao có ngưng thở như mẫu thử nghiệm; kết quả chưa áp được cho thai phụ nói chung SL. Tuân thủ CPAP thấp (32,7%, trung bình 2,5 giờ mỗi đêm), do đó hiệu ứng đo được là của việc được giao CPAP, không phải của việc dùng đủ SL. Tác giả khai không có xung đột lợi ích dù thiết bị Philips-Respironics được nêu tên; tài trợ đến từ Hội đồng Nghiên cứu Quốc gia Thái Lan và Đại học Mahidol. Thuật lại kết quả thử nghiệm, không phải khuyến nghị. Dữ liệu Việt Nam: Không. Chưa tìm được nghiên cứu Việt Nam về thở áp lực dương liên tục hay về ngưng thở khi ngủ ở thai phụ.

Làm ca đêm có đi kèm chu kỳ kinh không đều hay khó có thai không? Mức rất thấp. Phân tích gộp 16 thuần tập (123.403 phụ nữ, chỉ đọc tóm tắt) cho OR hiệu chỉnh 1,15 (KTC 95% 1,01–1,31) với rối loạn chu kỳ kinh khi làm ca. Trong 71.077 nữ điều dưỡng Mỹ, làm ca xoay vòng có đêm từ 20 tháng trở lên đi kèm tỉ số hiệu chỉnh 1,23 (KTC 95% 1,14–1,33) cho chu kỳ không đều. Với khả năng có thai, vô sinh hết ý nghĩa sau hiệu chỉnh (OR 1,11; KTC 95% 0,86–1,44), và Nurses' Health Study 3 không thấy kiểu làm ca nào đi kèm thời gian có thai dài hơn. Thiết kế gốc: thuần tập và cắt ngang quan sát, khởi điểm thấp. Hạ vì nguy cơ sai lệch: ở phần chu kỳ kinh, phơi nhiễm và chu kỳ đều tự báo cáo trong nghiên cứu cắt ngang, và phân tích gộp chỉ đọc được tóm tắt. Không hạ vì không nhất quán về chiều: Nurses' Health Study II và điều dưỡng Nhật cùng chiều với phân tích gộp. Quan hệ theo liều không thấy ở hệ ba ca của Nhật (tỉ số tỉ lệ hiện mắc, PR 1,24; KTC 95% 0,81–1,89), nhưng chưa đủ để coi là không nhất quán SL. Với khả năng có thai, kết luận "không liên quan" cũng ở mức rất thấp: khoảng tin cậy của OR hiệu chỉnh còn rộng tới 1,44, và Nurses' Health Study 3 chỉ hỏi phơi nhiễm một lần lúc đầu. Không nâng: các ước lượng đều nhỏ. Tác giả phân tích gộp kết luận chưa đủ bằng chứng để khuyên hạn chế làm ca ở phụ nữ tuổi sinh sản. Dữ liệu Việt Nam: Không. Chưa tìm được nghiên cứu Việt Nam về làm ca đêm với chu kỳ kinh, sẩy thai hay khả năng có thai. Nghiên cứu nhân viên y tế ở Thạch Thất (77% nữ) không có biến ca đêm.

Làm ca đêm có đi kèm sẩy thai không? Mức thấp. Thuần tập toàn quốc Đan Mạch đo ca đêm bằng dữ liệu bảng lương cho tỉ số nguy cơ tức thời (hazard ratio, HR) sẩy thai 1,32 (KTC 95% 1,07–1,62) khi làm từ 2 ca đêm trong tuần trước. Phân tích gộp 16 thuần tập (chỉ đọc tóm tắt) cho OR hiệu chỉnh 1,41 (KTC 95% 1,22–1,63) với sẩy thai sớm khi làm ca đêm. Làm ca nói chung không đi kèm sẩy thai sớm có ý nghĩa (OR 0,96; KTC 95% 0,88–1,05). Thiết kế gốc: thuần tập quan sát, khởi điểm thấp. Không hạ vì nguy cơ sai lệch: nghiên cứu Đan Mạch đo phơi nhiễm khách quan bằng bảng lương, đọc toàn văn, và cùng chiều với phân tích gộp chỉ đọc tóm tắt. Không hạ vì không chính xác: các khoảng tin cậy đều trên 1. Không hạ vì không nhất quán: ca đêm đi kèm sẩy thai ở cả hai nguồn; làm ca nói chung là một phơi nhiễm khác SL. Không nâng: các ước lượng nhỏ (1,32 và 1,41). Nhiễu do các đặc điểm công việc khác ngoài ca đêm chưa loại hết SL. Dữ liệu Việt Nam: Không. Chưa tìm được nghiên cứu Việt Nam về làm ca đêm với sẩy thai.

Bao nhiêu phụ nữ mang thai có mất ngủ hay ngủ kém? Mức rất thấp. Phân tích gộp 44 nghiên cứu cho 43,9% thai phụ có mất ngủ (KTC 95% 33,5–54,4). Phân tích gộp 24 nghiên cứu khác cho 38,2% có triệu chứng mất ngủ, từ 25,3% ở tam cá nguyệt một lên 39,7% ở tam cá nguyệt ba. Ở các nước thu nhập thấp và trung bình, tỉ lệ ngủ kém theo chỉ số chất lượng giấc ngủ Pittsburgh (PSQI) tăng từ 37,46% lên 60,05% qua ba tam cá nguyệt. Câu hỏi tỉ lệ ghép từ nhiều mẫu: khởi điểm thấp. Hạ vì không nhất quán: dị biệt rất cao (I² 95–99%; riêng Trung Quốc 99,2%). Hạ vì gián tiếp: định nghĩa khác nhau giữa triệu chứng tự báo cáo, ngủ kém theo PSQI (đo chất lượng giấc ngủ, không chẩn đoán mất ngủ) và điểm cắt PSQI ≥ 5 hay > 5. Với câu hỏi tỉ lệ, mẫu không đại diện là lý do hạ: phân tích gộp 44 nghiên cứu có khoảng 47,35 triệu người từ một nghiên cứu dữ liệu lớn ở Mỹ, và hai phân tích gộp chỉ đọc được tóm tắt. Điều chắc hơn là chiều: tỉ lệ tăng về cuối thai kỳ trong mọi phân tích có tách tam cá nguyệt. Dữ liệu Việt Nam: Có, trực tiếp. Bốn mẫu bệnh viện, không đại diện; dưới đây là ba ví dụ. Tỉ lệ ngủ kém theo PSQI > 5 là 21,6% ở thai phụ tam cá nguyệt hai có nguy cơ cao tiền sản giật (Bệnh viện Hùng Vương) và 61,8% ở tam cá nguyệt ba (Bệnh viện Phụ sản TP. Cần Thơ). Theo chỉ số mức độ mất ngủ (ISI) ≥ 10, tỉ lệ là 26,23% ở Bệnh viện Đại học Y Dược TP.HCM. Chênh lệch có thể do tam cá nguyệt, thang đo và quần thể SL.

Ngủ ngắn khi mang thai có đi kèm đái tháo đường thai kỳ và sinh non không? Mức rất thấp. Phân tích gộp 41 nghiên cứu (226.101 người) cho ngủ ngắn đi kèm đái tháo đường thai kỳ (GDM) với OR 1,81 (KTC 95% 1,35–2,44; I² = 75,6%); ngủ dài cũng đi kèm (OR 1,24; KTC 95% 1,12–1,36). Với sinh non, ngủ ngắn không có ý nghĩa (OR 1,12; KTC 95% 0,93–1,34), nhưng một khảo sát hồi cứu ở Thành Đô cho aOR 4,28 (KTC 95% 3,06–6,00). Thiết kế gốc: thuần tập, bệnh–chứng và cắt ngang, khởi điểm thấp. Hạ vì nguy cơ sai lệch: thời lượng ngủ chủ yếu tự báo cáo, béo phì là nhiễu chính; trong nhóm đo actigraphy của nuMoM2b chỉ có 33 ca GDM, do đó các biến được hiệu chỉnh từng biến một. Hạ vì không nhất quán và sai lệch xuất bản: dị biệt cao, có dấu hiệu sai lệch xuất bản với liên quan ngủ ngắn–GDM. Liên quan hình chữ U (ngủ > 8 giờ HR 2,32 trong một phân tích gộp khác) gợi ý nhiễu hay nhân quả ngược. Với sinh non, phân tích gộp không thấy liên quan, còn khảo sát Thành Đô có tỉ lệ sinh non tự báo cáo cao bất thường (16,6%), nghi sai lệch nhớ lại. Dữ liệu Việt Nam: Không. Chưa tìm được nghiên cứu Việt Nam về giấc ngủ với đái tháo đường thai kỳ hay sinh non. Hướng dẫn quốc gia về đái tháo đường thai kỳ (Quyết định 1470/QĐ-BYT) không có từ "giấc ngủ".

Liệu pháp nhận thức – hành vi cho mất ngủ trong thai kỳ có giảm mức độ mất ngủ tự báo cáo không? Mức vừa. Trong thử nghiệm ngẫu nhiên có đối chứng (RCT) 194 thai phụ ở California, liệu pháp nhận thức – hành vi cho mất ngủ (CBT-I) giảm điểm ISI nhiều hơn nhóm chứng tích cực (d = 0,5), với HR thuyên giảm 2,55 (KTC 95% 1,51–4,32). Phân tích gộp 7 RCT chu sinh cho SMD −0,62 (KTC 95% −0,77 đến −0,47; I² 28%) trên ISI. Trong RCT thứ hai (208 thai phụ, Mỹ), CBT-I số cho tỉ lệ thuyên giảm 44,0% so với 22,3% ở nhóm chăm sóc thông thường. Thiết kế gốc: RCT, khởi điểm cao. Hạ 1 bậc vì nguy cơ sai lệch: không làm mù được người tham gia, kết cục chính tự báo cáo. Trong thử nghiệm CBT-I số, nhóm chứng là chăm sóc thông thường kiểu danh sách chờ; Big Health (hãng Sleepio) tặng mã truy cập, và một tác giả có quyền chọn cổ phần của hãng. Không hạ vì không nhất quán (I² 28%; ba thử nghiệm cùng chiều; CBT-I số cho thuyên giảm 44,0% so với 22,3%). Phân tích gộp 7 RCT gộp cả phụ nữ sau sinh, do đó gián tiếp với câu hỏi trong thai kỳ. Chúng tôi không hạ thêm vì hai RCT trực tiếp trong thai kỳ cùng chiều, dù một thử nghiệm so với nhóm chứng tích cực và một so với chăm sóc thông thường SL. Không hạ vì không chính xác: khoảng tin cậy của HR và của SMD gộp đều xa giá trị không. Mức này chỉ cho thang tự báo cáo; số đo actigraphy được chấm ở câu hỏi riêng. Dữ liệu Việt Nam: Không. Chưa tìm được thử nghiệm ngẫu nhiên nào ở Việt Nam về can thiệp giấc ngủ cho phụ nữ mang thai. Một nhóm tác giả trong nước nhận xét giấc ngủ chưa được đánh giá thường quy khi khám thai.

Liệu pháp nhận thức – hành vi cho mất ngủ trong thai kỳ có làm thay đổi giấc ngủ đo bằng actigraphy không? Mức thấp. Trong RCT 194 thai phụ ở California, CBT-I làm giảm thời gian thức tự báo cáo nhiều hơn nhóm chứng, nhưng actigraphy chỉ ghi nhận thời gian thức giảm trung bình khoảng 3 phút. Đây là thử nghiệm duy nhất trong dữ kiện có số đo actigraphy, và dữ kiện không có khoảng tin cậy cho con số này. Thiết kế gốc: RCT, khởi điểm cao. Hạ vì không chính xác: chỉ một thử nghiệm (194 thai phụ) báo số actigraphy, không kèm khoảng tin cậy. Hạ vì nguy cơ sai lệch: số actigraphy là kết cục phụ, được báo cáo như một mô tả ngắn chứ không đủ số liệu để đánh giá SL. Khoảng cách giữa thang tự báo cáo và actigraphy có hai cách đọc: hiệu quả chủ yếu nằm ở cảm nhận giấc ngủ, hoặc actigraphy không nhạy với loại thay đổi này SL. Dữ liệu Việt Nam: Không. Chưa tìm được thử nghiệm ngẫu nhiên nào ở Việt Nam về can thiệp giấc ngủ cho phụ nữ mang thai. Một nhóm tác giả trong nước nhận xét giấc ngủ chưa được đánh giá thường quy khi khám thai.

Đi ngủ ở tư thế nằm ngửa từ tuần 28 có đi kèm thai chết lưu muộn không? Mức rất thấp. Phân tích gộp dữ liệu từng cá nhân (IPD) của 5 nghiên cứu bệnh–chứng (851 ca, 2.257 chứng) cho aOR 2,63 (KTC 95% 1,72–4,04) với nằm ngửa so với nghiêng trái, và tỉ lệ quy thuộc quần thể (PAR) 5,8% (KTC 95% 3,2–9,2). Nghiêng phải so với nghiêng trái không khác có ý nghĩa thống kê (aOR 1,04; KTC 95% 0,83–1,31). Nguy cơ tuyệt đối duy nhất tìm được là 1,96/1.000 ở người đi ngủ nghiêng trái so với 3,93/1.000 ở người đi ngủ tư thế khác (Auckland). Thiết kế gốc: bệnh–chứng hồi cứu, khởi điểm thấp. Hạ vì nguy cơ sai lệch: tư thế được hỏi sau khi thai đã mất (phỏng vấn trung vị 24–25 ngày sau), sai lệch nhớ lại do chính tác giả nêu, và tư thế khi ngủ không kiểm chứng khách quan. Không hạ thêm vì không nhất quán: bốn trong năm nghiên cứu bệnh–chứng cùng chiều. Nghiên cứu tuyển qua internet cho aOR 1,05 (KTC 95% 0,32–3,50) nhưng chỉ khoảng 2,4% người tham gia đi ngủ nằm ngửa, do đó thiếu lực thống kê. Thuần tập tiến cứu nuMoM2b không đo tư thế trong 2 tháng cuối thai kỳ, còn nghiên cứu tiến cứu ở Bangladesh cùng chiều nhưng chỉ có 19 ca (tỉ số nguy cơ hiệu chỉnh, aRR 2,07; KTC 95% 0,59–7,28). Không nâng: aOR 2,63 chưa phải hiệu ứng rất lớn và nguy cơ sai lệch chưa loại được; dữ liệu sinh lý (thai yên tĩnh hơn khi mẹ nằm ngửa) chỉ làm tăng tính hợp lý. Tài liệu bằng chứng của NICE NG201 xếp bằng chứng IPD là "chất lượng cao" theo GRADE sửa đổi cho câu hỏi tiên lượng, nhưng hội đồng ghi đây có thể chưa phải bằng chứng quyết định về nhân quả. Câu hỏi của chúng tôi chấm theo khung GRADE thường, trong đó bằng chứng quan sát khởi điểm thấp; vì vậy khác biệt giữa hai mức nằm ở khung chấm và điểm khởi đầu, không ở dữ liệu SL. Con số "1/10" của Hội Chu sinh Úc và New Zealand (PSANZ) lấy từ PAR khoảng 10% của hai nghiên cứu đơn lẻ, không phải 5,8% của IPD. Dữ liệu Việt Nam: Không. Chưa tìm được số liệu Việt Nam về tư thế ngủ khi mang thai hay thai chết lưu liên quan tư thế. Phần sản khoa của tài liệu hướng dẫn 315/QĐ-BYT mà chúng tôi đọc được không có từ "ngủ".

Cho con bú mẹ có đi kèm mẹ ngủ ít hơn không? Mức rất thấp. Các nghiên cứu đo khách quan không thấy bú mẹ đi kèm ngủ ít hơn: ở 120 bà mẹ Mỹ sinh con đầu, nhóm chỉ cho bú mẹ ban đêm ngủ 386 phút so với 356 phút ở nhóm có dùng sữa công thức. Ở 197 bà mẹ TP.HCM đeo Fitbit, chênh lệch hiệu chỉnh là −0,16 giờ (KTC 95% −0,56 đến 0,24). Khảo sát bảng mẫu ở Đức lại ghi cho con bú đi kèm thời lượng ngủ tự báo cáo giảm 14 phút. Thiết kế gốc: thuần tập và cắt ngang quan sát, khởi điểm thấp. Hạ vì không nhất quán: đo khách quan cho kết quả nhiều hơn hoặc không khác có ý nghĩa, còn tự báo cáo cho kết quả ít hơn. Ước lượng ở TP.HCM cũng không chính xác: khoảng tin cậy −0,56 đến 0,24 giờ chứa cả không chênh lệch lẫn mức chênh khoảng 30 phút. Hạ vì nguy cơ sai lệch: nhân quả ngược khả dĩ (mất ngủ có thể dẫn tới dùng sữa công thức, tác giả tự nêu) và actigraphy kém đặc hiệu. Thuật toán Fitbit chưa được kiểm định với đa ký giấc ngủ ở phụ nữ sau sinh, và hai nghiên cứu chỉ đọc được tóm tắt. Dữ liệu Việt Nam: Có, trực tiếp. Nghiên cứu Fitbit 197 bà mẹ 1 tháng sau sinh tại Bệnh viện Đại học Y Dược TP.HCM (bú mẹ hoàn toàn 5,4 giờ so với 5,6 giờ). Đây là nghiên cứu một cơ sở, cắt ngang, dùng thiết bị tiêu dùng.

Giấc ngủ kém có đi kèm trầm cảm sau sinh không, và chỉ số giấc ngủ nào đi kèm? Mức rất thấp. Trong thuần tập 1.152 cặp mẹ–con ở Thẩm Dương, chất lượng giấc ngủ kém ở tam cá nguyệt hai đi kèm trầm cảm 3 tháng sau sinh (aOR 2,40; KTC 95% 1,58–3,64). Trong các nghiên cứu actigraphy nhỏ, độ liền mạch và cảm nhận giấc ngủ, hơn là tổng thời lượng, đi kèm điểm trầm cảm. Một phân tích gộp 19 công bố (chỉ đọc tóm tắt) lại nêu tổng thời gian ngủ là chỉ số liên quan mạnh nhất. Thiết kế gốc: thuần tập, bệnh–chứng và cắt ngang, khởi điểm thấp. Hạ vì nguy cơ sai lệch: nhiều nghiên cứu cắt ngang hoặc rất nhỏ (25–54 người), nhân quả ngược khả dĩ, và mô hình Thẩm Dương không hiệu chỉnh trầm cảm trước sinh. Hạ vì không nhất quán: chỉ số giấc ngủ đi kèm trầm cảm khác nhau giữa các nghiên cứu. Liên quan giữa ngủ kém tự báo cáo và trầm cảm cùng chiều ở mọi nghiên cứu, còn số đo actigraphy không nhất quán; chiều tác động chưa xác định SL. Dữ liệu Việt Nam: Có, trực tiếp. Hai nghiên cứu cắt ngang. Ở 223 sản phụ mắc COVID-19 tại Bệnh viện Phụ sản Hà Nội, mỗi điểm trên thang chất lượng giấc ngủ sau sinh (PSQS) đi kèm OR 1,09 (KTC 95% 1,05–1,13) có dấu hiệu trầm cảm. Ở 205 sản phụ một bệnh viện tư tại Hà Nội, OR là 14,59 (KTC 95% 3,49–60,96). Hai mẫu đều đặc thù và hỏi giấc ngủ hồi cứu.

CBT-I hay can thiệp giấc ngủ chu sinh có giảm triệu chứng trầm cảm không? Mức thấp. Phân tích gộp 7 RCT ở phụ nữ chu sinh mất ngủ (chỉ đọc tóm tắt) cho CBT-I giảm điểm trầm cảm theo thang trầm cảm sau sinh Edinburgh (Edinburgh Postnatal Depression Scale, EPDS) ở mức nhỏ (SMD −0,31; KTC 95% −0,55 đến −0,06). Trong RCT 114 bà mẹ ở Melbourne, CBT giảm ISI 4,86 điểm so với nhóm chứng nhưng khác biệt về điểm trầm cảm PROMIS không có ý nghĩa thống kê (p = 0,20). CBT-I số giảm tỉ lệ có khả năng trầm cảm nặng ở 3 tháng sau sinh (3,96% so với 18,47%) nhưng khác biệt ở 6 tháng không có ý nghĩa thống kê (5,54% so với 10,73%; p = 0,22). Thiết kế gốc: RCT, khởi điểm cao. Hạ vì nguy cơ sai lệch: không làm mù người tham gia, kết cục tự báo cáo, phân tích gộp chỉ đọc được tóm tắt, và trầm cảm là kết cục phụ mà tác giả gọi là bằng chứng sơ bộ. Hạ vì không chính xác: khoảng tin cậy của ước lượng gộp (−0,55 đến −0,06) trải từ hiệu ứng vừa đến gần không. Ở thử nghiệm Melbourne, khác biệt về trầm cảm không có ý nghĩa thống kê (p = 0,20), dù mẫu không chọn theo trầm cảm và chỉ theo dõi 1 tháng. Ở thử nghiệm CBT-I số, khác biệt ở 6 tháng không có ý nghĩa (p = 0,22). Đó là ước lượng thiếu chính xác hoặc gián tiếp hơn là bằng chứng ngược chiều, vì vậy chúng tôi không hạ thêm vì không nhất quán SL. Thử nghiệm giáo dục giấc ngủ ở Toronto (246 bà mẹ) không làm thay đổi có ý nghĩa thống kê giấc ngủ đo bằng actigraphy (5,97 phút; KTC 95% −7,55 đến 19,5) hay EPDS. Phân tích gộp 8 RCT nhỏ về liệu pháp ánh sáng cho SMD 0,34 trên điểm trầm cảm, tác giả tự nhận bằng chứng rất ít. Dữ liệu Việt Nam: Không. Chưa tìm được thử nghiệm ngẫu nhiên nào ở Việt Nam về can thiệp giấc ngủ cho phụ nữ sau sinh.

Mất ngủ trong thai kỳ và sau sinh có đi kèm ý nghĩ tự sát không? Mức rất thấp. Một phân tích gộp 10 nghiên cứu quan sát với 807.760 phụ nữ chu sinh (chỉ đọc tóm tắt) cho mất ngủ và chất lượng giấc ngủ kém, gộp chung, đi kèm ý tưởng hoặc nguy cơ tự sát với OR 3,47 (KTC 95% 2,63–4,57). Với triệu chứng mất ngủ, liên quan còn lại sau khi tính đến trầm cảm chu sinh (OR 4,76; KTC 95% 1,83–12,34). Đây là liên quan ở cấp quần thể, không phải dự báo cho từng người. Người đang có ý nghĩ tự hại cần được hỗ trợ ngay từ nhân viên y tế hoặc người thân. Thiết kế gốc: phân tích gộp các nghiên cứu quan sát, khởi điểm thấp. Hạ vì nguy cơ sai lệch: chúng tôi chỉ đọc được tóm tắt, tóm tắt không nêu công cụ đo và không tách ý tưởng với hành vi tự sát, và trầm cảm là yếu tố nhiễu lớn. Ước tính đã tính đến trầm cảm có khoảng tin cậy rộng (1,83–12,34) và có thể đến từ một tập nghiên cứu khác với ước tính chung SL. Không đánh giá được tính nhất quán vì tóm tắt không nêu dị biệt. Không nâng dù OR lớn, vì nhiễu do trầm cảm chưa loại được và chiều tác động chưa xác định SL. Dữ liệu Việt Nam: Không. Chưa tìm được nghiên cứu Việt Nam về giấc ngủ và ý nghĩ tự sát ở phụ nữ chu sinh.

Quanh và sau mãn kinh có đi kèm ngủ kém tự báo cáo hơn trước mãn kinh không? Mức thấp. Trong thuần tập SWAN (3.045 phụ nữ Mỹ), cuối quanh mãn kinh đi kèm OR thức giấc nhiều lần tự báo cáo 1,96 (KTC 95% 1,56–2,46) so với trước mãn kinh. Khảo sát đại diện quốc gia Hàn Quốc cho OR ngủ kém 1,50 (KTC 95% 1,07–2,11) quanh mãn kinh và 1,73 (KTC 95% 1,26–2,39) sau mãn kinh. Theo dõi dọc SWAN cho thấy chỉ khoảng 15% phụ nữ có than phiền tăng gắn với kỳ kinh cuối. Thiết kế gốc: thuần tập và cắt ngang quan sát, khởi điểm thấp. Không hạ: SWAN và khảo sát Hàn Quốc cùng chiều sau hiệu chỉnh tuổi, một thuần tập đô thị Trung Quốc cũng cùng chiều, các mẫu lớn và khoảng tin cậy đều trên 1. Theo dõi dọc SWAN cho thấy phần lớn phụ nữ có than phiền ổn định hoặc tăng theo tuổi, không gắn với kỳ kinh cuối. Tỉ lệ gộp toàn cầu 51,6% (I² = 98,4%) không dùng làm căn cứ vì gộp nhiều định nghĩa. Không nâng: các OR dưới 2. Dữ liệu Việt Nam: Có, gián tiếp. Các mẫu Việt Nam chỉ mô tả tỉ lệ, không so sánh theo giai đoạn, ví dụ 68,5% ngủ kém theo PSQI ở phụ nữ sau mãn kinh khám tại Bệnh viện Đồng Nai 2. Ở hai xã của Thái Bình, 96,0% có triệu chứng giấc ngủ theo một mục của Thang đánh giá mãn kinh (MRS). Không mẫu nào phân theo giai đoạn của hệ phân loại STRAW (Stages of Reproductive Aging Workshop).

Đo bằng đa ký giấc ngủ, giấc ngủ có thay đổi theo giai đoạn chuyển tiếp mãn kinh không? Mức rất thấp. Ở 159 phụ nữ SWAN đo đa ký giấc ngủ tại nhà và theo dõi khoảng 3,5 năm, thay đổi thời lượng ngủ và WASO không khác có ý nghĩa giữa các nhóm chuyển tiếp. Ở 60 phụ nữ Phần Lan theo dõi 6 năm (chỉ đọc tóm tắt), suy giảm độ liên tục và thời lượng giấc ngủ được giải thích bởi tuổi chứ không bởi giai đoạn mãn kinh. Thiết kế gốc: thuần tập quan sát, khởi điểm thấp. Hạ vì không chính xác: hai mẫu nhỏ (159 và 60 người), mỗi nhóm chuyển tiếp chỉ 31–90 người, và kết quả không có ý nghĩa thống kê không cho phép kết luận "không thay đổi". Nghiên cứu Phần Lan chỉ đọc được tóm tắt. Khác biệt giữa tự báo cáo và đa ký giấc ngủ có thể do hai cách đo nắm những đại lượng khác nhau SL. Dữ liệu Việt Nam: Không. Chưa tìm được nghiên cứu Việt Nam nào đo giấc ngủ bằng đa ký giấc ngủ ở phụ nữ quanh hay sau mãn kinh.

Cơn bốc hoả có làm thức giấc không? Mức rất thấp. Ở 34 phụ nữ quanh mãn kinh đo đa ký giấc ngủ và độ dẫn điện da, 69,4% cơn bốc hoả đi kèm một lần thức giấc. Thời gian thức gắn với cơn bốc hoả là 16,6 phút mỗi đêm (KTC 95% 10,8–22,4), chiếm 27,2% WASO. Một nghiên cứu phòng thí nghiệm khác không thấy khác biệt về chỉ số giấc ngủ nào giữa người có và không có cơn bốc hoả; thức giấc xảy ra trước cơn bốc hoả (55,2%) nhiều không kém sau (40,0%). Thiết kế gốc: cắt ngang trong phòng thí nghiệm giấc ngủ, chỉ cho liên quan về thời gian, khởi điểm thấp. Hạ vì không chính xác: 34 người, nghiên cứu còn lại không nêu cỡ mẫu từng nhóm. Hạ vì không nhất quán: hai nghiên cứu đo khách quan cho kết luận ngược nhau, và trong SWAN Sleep Study, triệu chứng vận mạch ban đêm lại đi kèm tổng thời gian ngủ dài hơn 22,29 phút trên đa ký giấc ngủ. Quan hệ liều – đáp ứng trong SWAN (OR thức nhiều lần 2,93 khi có triệu chứng 6–14 ngày/2 tuần) dựa trên cùng một bảng hỏi cho cả phơi nhiễm và kết cục, do đó có thể có sai lệch báo cáo chung. Thứ tự thời gian giữa thức giấc và cơn bốc hoả chưa rõ, vì vậy chưa phân định được chiều. Dữ liệu Việt Nam: Không. Chưa tìm được nghiên cứu Việt Nam đo cơn bốc hoả và giấc ngủ cùng lúc. Hướng dẫn 3977/QĐ-BYT mô tả rối loạn giấc ngủ quanh mãn kinh chủ yếu là hậu quả của cơn bốc hoả và vã mồ hôi về đêm, trong khi dữ liệu đo khách quan chưa thống nhất SL.

Liệu pháp hormone mãn kinh có làm chất lượng giấc ngủ tự báo cáo tốt hơn giả dược không? Mức vừa. Phân tích gộp 15 RCT (27.715 phụ nữ) cho chất lượng giấc ngủ tự báo cáo tốt hơn giả dược ở mức nhỏ (SMD −0,13; KTC 95% −0,18 đến −0,08). Trong phân tích gộp 7 RCT có giả dược (15.468 phụ nữ), hiệu ứng rõ hơn ở phụ nữ có triệu chứng vận mạch (VMS) lúc đầu (SMD −0,54; KTC 95% −0,91 đến −0,18) và gần bằng 0 ở người không có VMS (SMD −0,04). Trong thử nghiệm KEEPS, PSQI giảm 1,27 điểm với estrogen uống và 1,32 điểm với estradiol qua da, so với 0,60 điểm với giả dược; cả hai nhánh khác giả dược có ý nghĩa. Thiết kế gốc: RCT có giả dược, khởi điểm cao. Hạ 1 bậc vì sai lệch xuất bản: kiểm định Egger của Pan 2022 gợi ý sai lệch xuất bản, và với hiệu ứng chung nhỏ, sai lệch này có thể giải thích một phần hiệu ứng SL. Mức vừa trùng với mức Pan 2022 tự chấm cho thang tự báo cáo. Không hạ thêm vì nguy cơ sai lệch dù 4/7 thử nghiệm trong phân tích gộp Cintron có nguy cơ sai lệch cao (gồm WHI), vì các thử nghiệm đều mù đôi có giả dược. Đây là ca sát ranh giới: nếu hạ thêm thì mức là thấp. Không hạ vì không chính xác: khoảng tin cậy của Pan hẹp. Mức này cho ước lượng chung. Khác biệt giữa phụ nữ có và không có VMS đến từ phân tích phân nhóm chưa có kiểm định giữa phân nhóm trong dữ kiện, vì vậy chỉ là gợi ý SL. Tác giả Cintron 2017 tự chấm trung bình cho nhóm có VMS và thấp cho nhóm không có VMS. Trong KEEPS, cả hai nhánh hormone khác giả dược có ý nghĩa với hiệu số khoảng 0,7 điểm (phép trừ của nhóm biên tập) SL. Phân nhóm theo đường dùng trong phân tích gộp là so sánh gián tiếp giữa các thử nghiệm, không cho biết đường dùng nào tốt hơn SL. Trong WHI, chênh 0,4 trên thang 20 điểm sau 1 năm. Thuật lại kết quả thử nghiệm, không phải khuyến nghị. Dữ liệu Việt Nam: Không. Chưa tìm được thử nghiệm Việt Nam. Hướng dẫn 3977/QĐ-BYT đưa rối loạn vận mạch vừa đến nặng ảnh hưởng giấc ngủ vào tiêu chí chỉ định liệu pháp nội tiết. Lời nói đầu ghi Besins Healthcare, hãng có sản phẩm nội tiết mãn kinh, đã hỗ trợ biên soạn.

Liệu pháp hormone mãn kinh có làm thay đổi giấc ngủ đo bằng đa ký giấc ngủ so với giả dược không? Mức thấp. Trong phân tích gộp 15 RCT, phân nhóm 5 thử nghiệm nhỏ đo bằng đa ký giấc ngủ không thấy chỉ số nào khác giả dược có ý nghĩa thống kê. Tổng thời gian ngủ có SMD −0,14 (KTC 95% −0,48 đến 0,20), hiệu quả giấc ngủ −0,09 (−0,39 đến 0,20), độ trễ giấc ngủ −0,22 (−0,57 đến 0,13). Thiết kế gốc: RCT có giả dược, khởi điểm cao. Hạ 2 bậc vì không chính xác: chỉ 5 thử nghiệm nhỏ, và mọi khoảng tin cậy đều chứa cả không khác biệt, hiệu ứng có lợi cỡ nhỏ đến vừa lẫn hiệu ứng ngược chiều SL. Mức thấp trùng với mức Pan 2022 tự chấm cho đa ký giấc ngủ. Kết quả không có ý nghĩa thống kê không cho phép kết luận hormone không có tác dụng trên giấc ngủ đo bằng máy. Dữ liệu Việt Nam: Không. Chưa tìm được thử nghiệm Việt Nam.

Thuốc đối kháng thụ thể neurokinin có làm giấc ngủ tự báo cáo tốt hơn giả dược không? Mức thấp. Trong hai thử nghiệm pha 3 OASIS do Bayer tài trợ, elinzanetant giảm điểm rối loạn giấc ngủ tự báo cáo PROMIS so với giả dược ở tuần 12 (−5,6; KTC 95% −7,2 đến −4,0 và −4,3; KTC 95% −5,8 đến −2,9). Với fezolinetant (Astellas tài trợ), phân tích gộp hậu nghiệm cho −1,5 điểm (KTC 95% −2,5 đến −0,5) ở mức liều cao hơn; mức liều thấp hơn không khác có ý nghĩa. Thiết kế gốc: RCT mù đôi có giả dược, khởi điểm cao. Hạ vì nguy cơ sai lệch: nhà tài trợ tham gia thiết kế, phân tích và quyết định công bố; với fezolinetant, kết quả giấc ngủ đến từ phân tích gộp hậu nghiệm không hiệu chỉnh đa so sánh. Hạ vì gián tiếp: người tham gia đều có VMS trung bình đến nặng, do đó kết quả gián tiếp với phụ nữ mất ngủ không có VMS SL. Không hạ vì không chính xác hay không nhất quán: hai thử nghiệm OASIS cùng chiều, và khoảng tin cậy không chứa 0. Thuật lại kết quả thử nghiệm, không phải khuyến nghị. Dữ liệu Việt Nam: Không. Chưa tìm được thử nghiệm Việt Nam. Hướng dẫn 3977/QĐ-BYT không nêu tên fezolinetant.

Thuốc đối kháng thụ thể neurokinin có làm thay đổi giấc ngủ đo bằng đa ký giấc ngủ so với giả dược không? Mức rất thấp. Trong thử nghiệm pha 2 NIRVANA (110 phụ nữ sau mãn kinh, Bayer tài trợ), elinzanetant giảm WASO trên đa ký giấc ngủ so với giả dược 22,50 phút ở tuần 4, kết cục chính (KTC 90% −35,47 đến −9,52). Ở tuần 12, hiệu số chỉ còn −0,94 phút (KTC 90% −13,96 đến 12,09). Thiết kế gốc: RCT mù đôi có giả dược, khởi điểm cao. Hạ 2 bậc vì không chính xác: chỉ một thử nghiệm 110 người, và ở tuần 12 khoảng tin cậy chứa cả mức giảm lẫn mức tăng thời gian thức SL. Hạ vì nguy cơ sai lệch: nhà tài trợ chịu trách nhiệm thiết kế, phân tích và báo cáo, 6/13 tác giả là nhân viên Bayer, và phân tích 12 tuần cho kết quả có ý nghĩa chỉ là hậu kiểm thăm dò. Người tham gia đều có VMS trung bình–nặng (≥ 20 cơn mỗi tuần), do đó kết quả còn gián tiếp với phụ nữ không có VMS SL. Thuật lại kết quả thử nghiệm, không phải khuyến nghị. Dữ liệu Việt Nam: Không. Chưa tìm được thử nghiệm Việt Nam.

CBT-I có giảm mất ngủ ở phụ nữ quanh và sau mãn kinh không? Mức thấp. Trong RCT MsFLASH (106 phụ nữ), CBT-I qua điện thoại giảm ISI nhiều hơn nhóm giáo dục về mãn kinh 5,2 điểm ở tuần 8 và 4,0 điểm ở tuần 24 (KTC 95% −6,0 đến −1,9). Trong RCT 150 phụ nữ sau mãn kinh ở Michigan, tỉ lệ thuyên giảm sau 6 tháng là 67,8% với CBT-I so với 13,3% với giáo dục vệ sinh giấc ngủ. Phân tích gộp 11 RCT cho ISI thấp hơn 4,49 điểm (KTC 95% −6,12 đến −2,87; I² = 89%). Thiết kế gốc: RCT, khởi điểm cao. Hạ vì nguy cơ sai lệch: không làm mù được người tham gia, kết cục tự báo cáo (ISI, nhật ký giấc ngủ), đa ký giấc ngủ chỉ dùng để sàng lọc. Hạ vì không nhất quán: dị biệt rất cao (I² = 89%) dù mọi ước lượng cùng chiều. Phân nhóm CBT nói chung (không riêng CBT-I; 2 thử nghiệm) của một phân tích gộp khác có KTC đi qua 0 (ISI, Hedges' g −0,66; KTC 95% −3,74 đến 2,43). Đó là không chính xác của một phân nhóm rất nhỏ, không phải bằng chứng ngược chiều SL. Đây là ca sát ranh giới: các thử nghiệm riêng lẻ cùng chiều và hiệu ứng lớn; nếu không coi dị biệt là lý do hạ, mức là vừa như CBT-I trong thai kỳ SL. Moon 2025 không chấm GRADE. Bản chính thức của NICE NG23 (7/11/2024) đưa CBT dành riêng cho mãn kinh vào như một lựa chọn quản lý; chúng tôi đọc điều này qua The Pharmaceutical Journal, chưa đọc nguyên văn khuyến nghị. Câu nói CBT giúp các vấn đề giấc ngủ chỉ có trong tin của NICE về bản dự thảo (11/2023), chưa đối chiếu được với bản chính thức. Dữ liệu Việt Nam: Không. Chưa tìm được thử nghiệm Việt Nam. Hướng dẫn 3977/QĐ-BYT có nội dung hành vi về giờ đi ngủ nhưng không trình bày CBT-I như một can thiệp riêng (nhận xét của nhóm biên tập từ phần đọc được) SL.

Ở Việt Nam, phụ nữ có ngủ kém hơn nam giới không? Mức rất thấp. Các mẫu Việt Nam đều ở một cơ sở và cho kết quả không thống nhất. Nữ ngủ kém hơn ở cán bộ, giảng viên một trường đại học (mất ngủ theo ISI 47,6% so với 31,7%) và ở người bệnh đái tháo đường típ 2 tại Bệnh viện Đại học Y Hà Nội (OR 3,00; KTC 95% 1,54–5,83). Ở sinh viên điều dưỡng TP.HCM gần như không khác (OR 1,10; KTC 95% 0,67–1,80), và ở nhân viên y tế Thạch Thất, khác biệt thô (OR 4,28) mất ý nghĩa sau hiệu chỉnh. Thiết kế gốc: cắt ngang, khởi điểm thấp. Hạ vì nguy cơ sai lệch: mẫu thuận tiện một cơ sở (trường học, bệnh viện), phần lớn chỉ so sánh hai biến, và một bài có OR theo giới ngược với lời văn của chính tác giả. Hạ vì không nhất quán: chiều và độ lớn khác nhau giữa các mẫu, kể cả mẫu người bệnh hô hấp có tỉ lệ ngủ kém ở nam cao hơn nữ (70,1% so với 57,9%; không có ý nghĩa thống kê, p = 0,07). Các mẫu không đại diện cho người trưởng thành Việt Nam, và điểm cắt khác nhau (ISI ≥ 15, PSQI > 5 hay ≥ 5). Dữ liệu Việt Nam: Có, trực tiếp. Toàn bộ là nghiên cứu Việt Nam, nhưng chưa có khảo sát quốc gia đại diện nào báo cáo tỉ lệ mất ngủ theo giới ở người trưởng thành, ngoài nghiên cứu người cao tuổi đã dùng ở Tập 12.

Giới hạn#

• Nhiều bài nằm sau tường trả phí; với những bài đó chúng tôi chỉ đọc tóm tắt và ghi rõ. Một số trang văn bản pháp luật chỉ đọc được qua cổng tra cứu chép lại, không phải bản Công báo có chữ ký.
• Các phiên kiểm chứng và phản biện cùng là một mô hình AI; lỗi mang tính hệ thống của mô hình có thể lặp lại ở nhiều phiên. Hội đồng chuyên môn trong tập là các phiên AI được giao vai chuyên môn, không phải chuyên gia con người.
• Một số văn bản quan trọng chưa đọc được nguyên văn: khuyến nghị về tư thế ngủ trong hướng dẫn NICE NG201 (chỉ đọc qua tài liệu bằng chứng) và hướng dẫn NICE NG23 bản 11/2024. Câu về liệu pháp nhận thức – hành vi trong bản NG23 chính thức đọc qua báo chuyên ngành; phần giấc ngủ chỉ có trong tin của NICE về bản dự thảo 11/2023. Các chương ghi rõ mỗi chỗ như vậy.
• Mức chắc chắn là đánh giá của nhóm biên tập; người khác có thể chấm khác ở các ca sát ranh giới, và chúng tôi ghi lý do để có thể đối chiếu.
• Văn bản pháp luật thay đổi; tình trạng hiệu lực được ghi theo ngày chúng tôi đọc (11/2026).

Xem thêm cách chúng tôi biên soạn và cách dùng nghiên cứu.