Phụ lục D. 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.

Ngủ trưa, giờ giấc và thời lượng ngủ#

Mâu thuẫn giữa các nguồn#

• Ngủ trưa làm tăng hay giảm nguy cơ tim mạch và tử vong? Hy Lạp (EPIC) và Thuỵ Sĩ (CoLaus) thấy ngủ trưa (bất kỳ, hoặc 1–2 lần/tuần) đi kèm nguy cơ tim mạch thấp hơn 34–48%. Ngược lại, JACC (Nhật), CHARLS (Trung Quốc), LSAHV (Việt Nam) và các phân tích gộp thấy nguy cơ cao hơn, chủ yếu ở ngủ trưa ≥ 60 phút. Nguyên nhân khả dĩ: (1) quần thể và tuổi — EPIC Hy Lạp gồm cả người trẻ (20–86 tuổi) và nam đang đi làm, CoLaus ít người ngủ trưa dài; JACC cũng đã loại người có bệnh tim, đột quỵ, ung thư lúc đầu nhưng liên quan vẫn mạnh hơn ở nhóm sụt cân, theo dõi < 5 năm — gợi ý bệnh chưa phát hiện. Các nguyên nhân khác: (2) phơi nhiễm khác nhau — tần suất (1–2 lần/tuần) so với độ dài, hay chỉ có/không; (3) nhân quả ngược ở người cao tuổi; (4) số biến cố ở Hy Lạp/Thuỵ Sĩ ít (133–155), KTC rộng; (5) Pan 2020 chỉ là tóm tắt hội nghị. Trong các nguồn có tách theo độ dài (phân tích gộp Wang 2024, CHARLS, LSAHV), ngủ trưa dưới 60 phút không đi kèm nguy cơ cao hơn có ý nghĩa. (dữ kiện b1-046, b1-067, b1-047, b1-011, b1-012, b1-049, b1-002, b1-013)
• Ngưỡng độ dài ngủ trưa bắt đầu đi kèm nguy cơ: 30, 40 hay 60 phút? Hướng dẫn Nhật 2023 dẫn ngưỡng ≥ 30 phút (×1,27 tử vong); phân tích gộp liều–đáp ứng đái tháo đường thấy đường phẳng tới ~40 phút; phân tích gộp tử vong/tim mạch và các thuần tập CHARLS, LSAHV chỉ thấy tăng ở ≥ 60 phút; CoLaus không thấy độ dài liên quan với biến cố tim mạch. Khác biệt chủ yếu do cách chia nhóm (đa số chỉ có < 60/≥ 60 phút), kết cục khác nhau (tử vong, đái tháo đường) và độ dài tự báo cáo kém chính xác (Vo 2026: r = 0,25 giữa thiết bị và tự báo cáo). (dữ kiện b1-026, b1-015, b1-011, b1-049, b1-002, b1-068)
• Ngủ trưa và nhận thức người cao tuổi. Nghiên cứu cắt ngang Trung Quốc thấy người ngủ trưa có nhận thức tốt hơn; CHARLS cho kết quả khác nhau về độ dài tối ưu (< 30 phút ở Li C 2022, "vừa phải" 30–90 phút ở Li J 2018 — cùng bộ dữ liệu nhưng khác số đợt, khác mẫu và cách phân tích); thuần tập Rush (actigraphy, Li P 2022) thấy ngủ trưa ≥ 1 giờ/ngày đi kèm nguy cơ Alzheimer ×1,4 và thời lượng ngủ trưa tăng 11 phút/năm, tăng nhanh lên 24 và 68 phút/năm sau chẩn đoán suy giảm nhận thức nhẹ (mild cognitive impairment, MCI) và Alzheimer; phân tích gộp 25 nghiên cứu (ngủ trưa chủ yếu tự báo cáo) không thấy liên quan trong các nghiên cứu dọc; phân tích ngẫu nhiên hoá Mendel (Mendelian randomization, MR) gợi ý ngủ trưa đi kèm tổng thể tích não lớn hơn nhưng không thấy tác động lên trí nhớ. Nguyên nhân: tự báo cáo so với actigraphy, cắt ngang so với dọc, nhân quả ngược (ngủ trưa tăng nhanh sau khi suy giảm nhận thức), quần thể (người Hán so với người Mỹ tuổi TB 81). (dữ kiện b1-037, b1-062, b1-063, b1-039, b1-083, b1-040)
• Ngủ trưa có làm hỏng giấc ngủ đêm? Thực nghiệm PSG ở người 55–85 tuổi khoẻ mạnh (ngủ trưa được sắp đặt) thấy ít ảnh hưởng tới giấc ngủ đêm. Trong khi đó, nghiên cứu quan sát ở Việt Nam (Hoà Bình: ngủ trưa > 30 phút OR 3,9 với mất ngủ theo ISI; bệnh nhân chạy thận: có ngủ ban ngày OR 2,1 với mất ngủ theo DSM-5) và Nhật (actigraphy: hiệu suất giấc ngủ đêm thấp hơn ở nhóm ngủ trưa > 31 phút) thấy ngược lại. Nguyên nhân: nghiên cứu quan sát cắt ngang không phân biệt chiều (mất ngủ đêm → ngủ bù trưa), người bệnh và người cao tuổi hơn, ngủ trưa tự chọn và dài hơn; hướng dẫn Nhật vẫn khuyên người cao tuổi tránh ngủ trưa dài. (dữ kiện b1-060, b1-029, b1-064, b1-072, b1-026)
• Độ dài giấc ngủ trưa ngắn tối ưu cho tỉnh táo. Thử nghiệm Brooks & Lack (n = 24) thấy 10 phút cho lợi ích ngay, 30 phút gây quán tính giấc ngủ ban đầu; phân tích gộp Dutheil (giấc ngủ trưa 15–90 phút) không thấy độ dài ảnh hưởng kết quả. Khác biệt do thời điểm đo (ngay sau thức hay hơn 30 phút sau — quán tính đã qua), người tham gia bị hạn chế ngủ hay không, và số nghiên cứu ít. (dữ kiện b1-018, b1-019, b1-020, b1-076, b1-017)
• Tỉ lệ ngủ trưa ở Trung Quốc: 5% hay gần 70%? China Kadoorie Biobank (Đồng Hương) báo 5,11% "ngủ trưa thói quen"; CHARLS (≥ 45 tuổi) 53% có ngủ trưa; nghiên cứu 7 thành phố (≥ 60 tuổi) ~69%; CHARLS > 60 tuổi đủ 4 đợt chỉ 16,7% không ngủ trưa. Nguyên nhân: định nghĩa (thói quen đều đặn so với bất kỳ phút nào sau bữa trưa), tuổi, vùng, cách hỏi. Riêng tỉ lệ ngủ trưa > 90 phút 45,7% (Li C 2022) mâu thuẫn với 14,1% ≥ 60 phút (Wang K 2023) trên cùng CHARLS — có thể do chọn mẫu hoặc lỗi trình bày. (dữ kiện b1-065, b1-048, b1-036, b1-061, b1-030)
• Tương tác giữa ngủ trưa và giấc ngủ đêm đối với tử vong. Ở người cao tuổi Việt Nam (LSAHV), ngủ trưa dài khi cần chỉ đi kèm tử vong cao hơn khi giấc ngủ đêm kém (tương tác OR 1,32); ở CHARLS Trung Quốc, không có tương tác cộng có ý nghĩa giữa ngủ trưa và thời lượng ngủ đêm. Khác biệt có thể do cách đo giấc ngủ đêm (chỉ số đa chiều SATED so với số giờ), thang đo tương tác (nhân so với cộng), tuổi (≥ 60 so với ≥ 45). (dữ kiện b1-002, b1-050)
• Ngủ bù cuối tuần: nhỏ hay lớn, có lợi hay không? Người lớn dùng Fitbit ở Đông Á và châu Đại Dương ngủ bù cuối tuần 8–54 phút tuỳ nhóm tuổi và nước, chênh giữa hai vùng chỉ 2–35 phút (Ong 2019); dữ liệu Oura cho thấy người châu Á ngủ bù ít nhất kể cả khi đã tính tới ngủ ngắn ngày thường; trong khi thanh thiếu niên Trung Quốc 15–17 tuổi ngủ thêm khoảng 2 giờ cuối tuần theo cha mẹ báo cáo. Về sức khoẻ, ngủ bù đi kèm tăng huyết áp thấp hơn ở Hàn Quốc (Hwangbo 2013) nhưng vẫn đi kèm béo phì gần ngang thiếu ngủ (Jeong 2025). Nguyên nhân: tuổi, đo khách quan so với tự báo cáo, kết cục khác nhau, thiết kế cắt ngang. (dữ kiện b1-005, b1-032, b1-080, b1-055, b1-051, b1-053)
• Người Nhật và người Đông Á ngủ bao nhiêu? Dữ liệu ứng dụng ENTRAIN cho Nhật ~7 giờ 24 phút/đêm; điều tra quốc gia Nhật 2019 cho thấy ~40% người lớn ngủ < 6 giờ; sinh viên Nhật tự báo cáo 5,9 giờ ngày thường; Fitbit ở Singapore/Hồng Kông/Hàn Quốc cho thấy chỉ 27–34% ngủ ≥ 7 giờ ngày thường. Nguyên nhân: người dùng ứng dụng tự nhập giờ (có thể là thời gian nằm giường), khác nhóm tuổi, tự báo cáo so với thiết bị. (dữ kiện b1-045, b1-027, b1-071, b1-004)
• Lùi giờ vào học: thêm bao nhiêu phút ngủ? Trong cùng nghiên cứu Singapore, thời gian nằm giường tự báo cáo tăng ~23 phút nhưng tổng thời gian ngủ đo bằng actigraphy chỉ tăng 2 phút (không ý nghĩa) sau 1 tháng và 10 phút sau 9 tháng. Đây là ví dụ rõ về khác biệt giữa thời gian nằm giường và thời gian ngủ thực khi đo khách quan. (dữ kiện b1-055)

Khoảng trống#

• Chúng tôi chưa tìm được khảo sát đại diện quốc gia về thời lượng ngủ, giờ đi ngủ và giờ dậy của người Việt trưởng thành; ngoài thuần tập người ≥ 60 tuổi LSAHV 2018 (mẫu đại diện quốc gia), các số liệu Việt Nam đọc được đều là nghiên cứu một trường, một xã hoặc một bệnh viện.
• Các bộ dữ liệu thiết bị đeo so sánh giữa nước (Ong 2019 Fitbit, Walch 2016 ENTRAIN, Willoughby 2023 Oura, Garmin) không công bố số liệu riêng cho Việt Nam trong phần chúng tôi đọc được.
• Chưa tìm được nghiên cứu Việt Nam đo cả số giờ học thêm lẫn thời lượng ngủ của học sinh (nghiên cứu Đà Nẵng 2024 chỉ trình bày học thêm trong biểu đồ); chưa có nghiên cứu Việt Nam đo tác động của giờ vào học sớm (7:00) lên giấc ngủ.
• Chưa tìm được thử nghiệm ngẫu nhiên nào về ngủ trưa ngắn ở người Việt (học sinh, công nhân, nhân viên văn phòng); cũng chưa tìm được số liệu tỉ lệ và độ dài ngủ trưa ở người Việt trưởng thành dưới 60 tuổi.
• Chưa tìm được nghiên cứu kiểu sáng–tối (chronotype, MEQ/MCTQ) ở người Việt.
• Chưa đọc được toàn văn Chen và cộng sự 2026 (LSAHV) để biết tỉ lệ từng nhóm độ dài ngủ trưa và danh sách biến hiệu chỉnh.
• Phân tích gộp của Pan và cộng sự (ESC 2020) chỉ đọc qua bản tin; chưa thấy bản đăng tạp chí bình duyệt.
• Không mở được (Europe PMC/PubMed giới hạn truy cập khi chúng tôi biên soạn): toàn văn Walch 2016, Leng 2014 (EPIC-Norfolk), thử nghiệm ngủ trưa ngắn ở người cao tuổi Nhật của Tamaki, thử nghiệm caffeine trước ngủ trưa của Hayashi 2003, toàn văn LSAHP Philippines, số liệu chính thức KYRBS 2023.
• Chưa tìm được số liệu đại diện quốc gia về tỉ lệ ngủ trưa (siesta) ở Tây Ban Nha, Hy Lạp hay Ý; số 35% ở Tây Ban Nha (Vizmanos 2023) đến từ mẫu phòng khám giảm cân.
• Gần như mọi bằng chứng ngủ trưa – tử vong dựa trên tự báo cáo; nghiên cứu đo ngủ trưa bằng actigraphy ở châu Á mà chúng tôi tìm được chỉ có mẫu nhỏ (Saito 2013, n = 99).

Ngủ chung và giấc ngủ trong gia đình#

Mâu thuẫn giữa các nguồn#

• Ngủ chung giường không có yếu tố nguy hiểm, trẻ bú mẹ dưới 3 tháng: có tăng nguy cơ SIDS không? Carpenter 2013 (5 bộ dữ liệu, aOR 5,1 cho trẻ bú mẹ < 3 tháng, cha mẹ không hút thuốc, không rượu/ma tuý, so với chung phòng) và Blair 2014 (2 nghiên cứu Anh, OR 1,6, KTC 0,96–2,7, so với trẻ không ngủ chung) cho kết quả khác nhau; ABM 2019 (OR 1,08) dẫn lại chính phân tích Blair, nên thực chất chỉ có 2 phân tích, và theo AAP chúng dùng dữ liệu bệnh–chứng chồng lấn. Khác nhau ở: biến rượu/ma tuý được ước lượng bù cho 3/5 bộ dữ liệu trong Carpenter (có thể sót nhiễu do rượu); nhóm so sánh (chung phòng so với mọi trẻ không ngủ chung); định nghĩa "không nguy hiểm" (Blair: không sofa, không > 2 đơn vị rượu, không hút thuốc; ma tuý chỉ có ở một nghiên cứu); cả hai đều thiếu cỡ mẫu (AAP: "both studies lacked power" — cả hai nghiên cứu thiếu lực thống kê). Tác giả Blair cũng là tác giả đầu của ABM 2019. Thẩm định độc lập (Platt) cho AAP: dữ liệu không cho phép khẳng định ngủ chung giường an toàn ở nhóm trẻ nhỏ nhất. (dữ kiện b2-035, b2-037, b2-058, b2-020)
• Khuyến nghị chính thức về ngủ chung giường. AAP 2022 không khuyến nghị ngủ chung giường trong bất kỳ hoàn cảnh nào; ABM 2019 không phản đối với gia đình bú mẹ không có yếu tố nguy hiểm và khuyên tư vấn ngủ chung an toàn; Bộ Y tế, Lao động và Phúc lợi Nhật (MHLW) chỉ nêu 3 điểm (nằm ngửa, bú mẹ, bỏ thuốc lá) và không đề cập ngủ chung. Khác biệt do cách diễn giải cùng bộ dữ liệu bệnh–chứng, ưu tiên mục tiêu (giảm tử vong so với hỗ trợ bú mẹ) và bối cảnh văn hoá. (dữ kiện b2-011, b2-058, b2-026)
• Tỉ lệ ngủ chung giường ở Nhật. Mindell 2010b: 69,72% (trẻ 0–36 tháng, khảo sát 2008 qua internet, mẫu thuận tiện, do Johnson & Johnson tài trợ); Nelson 1995–1997: 37% (trẻ 3 tháng, tuyển từ 4 bệnh viện); Iwata 2013: 23/47 trẻ 5 tuổi ngủ chung. Khác biệt do tuổi trẻ, thời điểm, cách chọn mẫu, và định nghĩa "ngủ chung giường" khi ngủ trên nệm futon trải sàn (ranh giới giường/chỗ riêng không rõ). (dữ kiện b2-004, b2-081, b2-054)
• Tỉ lệ ngủ chung giường ở Hồng Kông. 27,55% (Mindell 2010b, 0–36 tháng), 18,9% với cha mẹ + 5,4% với người khác (nhóm chứng Nelson 2006, 1999–2003), 37% (Nelson 1995–1997, 3 tháng). Khác biệt do tuổi, thời kỳ và có tính ngủ chung với người không phải cha mẹ hay không. (dữ kiện b2-004, b2-032, b2-081)
• Vì sao SIDS thấp ở Nhật, Hồng Kông dù ngủ chung phổ biến. Các lời giải thích cạnh tranh: (1) khác biệt mã hoá tử vong: Nhật mã 44,8% SUDI là R96 thay vì SIDS (R95; Nhật 32,6% so với Đức 72,5%), nên "SIDS thấp" một phần là hiện tượng thống kê, vì vậy so SUDI gộp sẽ sát hơn SL. (2) Ít yếu tố nguy cơ đi kèm: nằm sấp < 1–6%, mẹ hút thuốc 6–9% (nhưng cha hút thuốc 33–50%); (3) giả thuyết chưa kiểm chứng về nhà chật/kích thích môi trường; Lee 1989 cũng thừa nhận khác biệt tiêu chí chẩn đoán; (4) khả năng báo cáo thiếu ca tử vong. Bú mẹ không giải thích được Hồng Kông (chỉ 12% bú mẹ lúc 3 tháng). Trong các loạt ca pháp y, 61% ca SUDI ở Nhật (2013–2018) và 59,3% ca SIDS ở Hàn Quốc (1996–2008, trong số ca có thông tin) đang ngủ chung; vì không có nhóm chứng nên các tỉ lệ này không đo được nguy cơ, nhưng cho thấy nhận định "ngủ chung không nguy hiểm ở châu Á" chưa được chứng minh. (dữ kiện b2-052, b2-029, b2-082, b2-083, b2-061, b2-087, b2-033, b2-085)
• Ngủ chung và giấc ngủ của trẻ: có làm trẻ thức đêm nhiều hơn? Ở phương Tây (Mindell 2010a, Paul 2017) ngủ chung/chung phòng đi kèm ngủ ít và vụn hơn; ở Trung Quốc, Hồng Kông, Nhật (Feng 2022, Yu 2017, Iwata 2013) vị trí ngủ không đi kèm khác biệt sau khi tính cách dỗ ngủ, còn ở trẻ đầu tuổi dậy thì Thượng Hải ngủ chung đi kèm ngủ kém (OR 3,21). Nguyên nhân khả dĩ: ngủ chung là chuẩn mực văn hoá ở châu Á (không phải phản ứng với trẻ ngủ kém), khác biệt tuổi, đo bằng bảng hỏi cha mẹ (cha mẹ ngủ chung dễ nhận biết thức đêm hơn). (dữ kiện b2-008, b2-057, b2-073, b2-054, b2-072, b2-078)
• AAP 2022 về võng và bề mặt ngủ thay thế. Không mâu thuẫn thực chất. Cả báo cáo kỹ thuật lẫn mục 2g của tuyên bố chính sách đều viết chưa đủ bằng chứng dịch tễ để khuyến nghị cho hay chống bề mặt ngủ thay thế (trong đó có võng); đồng thời theo quy định CPSC tháng 6/2021, sản phẩm ngủ cho trẻ ≤ 5 tháng phải đạt tiêu chuẩn an toàn liên bang, và sản phẩm không đạt thì "nhiều khả năng không an toàn". Mục 2g nằm trong khuyến nghị 2 (mức A) nhưng không có mức riêng. Hai ý nói về hai việc khác nhau: thiếu nghiên cứu dịch tễ và yêu cầu tiêu chuẩn sản phẩm. (dữ kiện b2-019, b2-077)
• Ngủ chung phòng tới bao lâu. AAP 2022 khuyên chung phòng lý tưởng ≥ 6 tháng (mức A) dựa trên SIDS; Paul 2017 cho thấy chung phòng sau 4 tháng đi kèm ngủ ít hơn và dễ chuyển sang ngủ chung giường. Hai nguồn đo kết cục khác nhau (tử vong so với thời lượng ngủ báo cáo). (dữ kiện b2-010, b2-076, b2-078)
• Ngủ chung giường vợ chồng: tốt hay xấu cho giấc ngủ. Drews 2020 (PSG, 12 cặp đôi trẻ, khoẻ) thấy REM nhiều và ổn định hơn khi ngủ chung; Pankhurst 1994 (actigraphy) thấy cử động nhiều hơn khi ngủ chung nhưng người ngủ vẫn tự nhận ngủ tốt hơn; khi bạn đời ngáy, vi thức giấc của người kia tăng (Mayo 1999, thông cáo báo chí; 10 cặp, so sánh trước–sau không nhóm chứng). Kết quả phụ thuộc phương pháp đo, độ tuổi và tình trạng ngáy/bệnh của bạn đời. (dữ kiện b2-049, b2-062, b2-080)
• Con số OR phân tích gộp Vennemann. AAP 2022 ghi OR 2,88, bản tóm tắt hội nghị ghi 2,89 (cùng KTC 1,99–4,18): khác do làm tròn, không phải mâu thuẫn thực chất. (dữ kiện b2-011, b2-039)

Khoảng trống#

• Chúng tôi chưa tìm được số liệu tỉ lệ SIDS/SUID ở Việt Nam hay nghiên cứu bệnh–chứng về đột tử trẻ sơ sinh tại Việt Nam.
• Chúng tôi chưa tìm được khảo sát Việt Nam đại diện quốc gia (MICS, SDHS) về nơi ngủ của trẻ, tư thế ngủ, hay ngủ chung với ông bà; số liệu duy nhất là mẫu thuận tiện n = 1.000 trong Mindell 2010 (thu năm 2008).
• Chúng tôi chưa tìm được nghiên cứu định lượng về an toàn ngủ võng ở trẻ (hay người lớn) tại Việt Nam; bằng chứng quốc tế chỉ gồm thử nghiệm võng trong NICU, thông báo thu hồi sản phẩm và báo cáo chấn thương đầu ở Malaysia (dẫn lại).
• Chưa mở được bài gốc: Vennemann 2012 (J Pediatr), Pease 2016 (Pediatrics), Krous 2004, Chiu 2014 (võng), Ng 1997 (nôi vải Malaysia), Meadows 2009, Latz 1999 (ngủ chung Nhật–Mỹ), Osawa 2020 bản PLoS ONE; Europe PMC và PMC giới hạn số lượt truy cập và yêu cầu mã xác minh khi chúng tôi biên soạn.
• Chúng tôi chưa tìm được hướng dẫn chính thức của Bộ Y tế Việt Nam về ngủ an toàn cho trẻ sơ sinh (tư thế, nơi ngủ, ngủ chung) mở được trực tuyến.
• Chúng tôi chưa tìm được nghiên cứu Việt Nam hay châu Á đo khách quan (PSG/actigraphy) giấc ngủ của vợ chồng ngủ chung giường, hay giấc ngủ trong nhà nhiều thế hệ/phòng ngủ nhiều người.
• Chúng tôi chưa tìm được số liệu về tỉ lệ quấn chặt trẻ ở Việt Nam hay về loạn sản khớp háng liên quan quấn chặt ở trẻ Việt.
• Chưa có thông tin tác giả/tập/DOI đầy đủ cho: nghiên cứu ngủ chung trẻ đầu tuổi dậy thì Thượng Hải (Sleep Med 2016, PMID 26847978), loạt ca SIDS Hàn Quốc (J Korean Med Sci 2013), khảo sát tư thế ngủ Hàn Quốc (Korean J Pediatr 2006).

Thuốc, thảo dược, châm cứu và thực hành truyền thống#

Mâu thuẫn giữa các nguồn#

• Valerian có tác dụng với giấc ngủ không. Shinjyo 2020 kết luận tích cực nhưng gộp cả nghiên cứu quan sát và không lọc theo nguy cơ sai lệch (13/23 dương tính). Leach & Page 2015 chỉ lấy RCT ở người có chẩn đoán mất ngủ: 0/13 chỉ số khác giả dược. Fernández-San-Martín 2010: cảm nhận "ngủ khá hơn" (nhị phân) tăng 37% nhưng thời gian vào giấc và thang VAS không đổi. Bent 2006 thấy RR 1,8 nhưng có sai lệch xuất bản. Nguyên nhân khả dĩ: kiểu kết cục (nhị phân chủ quan so với liên tục/khách quan), quần thể (người khoẻ so với mất ngủ), chất lượng chiết xuất không chuẩn hoá, sai lệch xuất bản. (dữ kiện b3-009, b3-011, b3-012, b3-013)
• Hoa cúc: đi kèm chất lượng giấc ngủ tốt hơn nhưng chưa thấy cải thiện mất ngủ. Kazemi 2024 thấy PSQI giảm 1,88 điểm (I² 88,4%, 5 nghiên cứu) và Hieu 2019 thấy chất lượng giấc ngủ cải thiện. Ở người có chẩn đoán mất ngủ, kết quả không khác giả dược: thử nghiệm duy nhất về mất ngủ trong Hieu 2019 không thấy thay đổi, Zick 2011 (34 người mất ngủ mạn tính, nhật ký giấc ngủ) không khác giả dược, và Leach & Page 2015 không thấy thảo dược nào khác giả dược. Nguyên nhân khả dĩ: quần thể (người không có chẩn đoán so với mất ngủ mạn tính) và thang đo (PSQI so với nhật ký giấc ngủ). (dữ kiện b3-007, b3-006, b3-008, b3-011)
• Táo nhân (Suanzaoren) so với giả dược. Zhou 2018 báo cáo bài thuốc chứa táo nhân tốt hơn giả dược (p < 0,01); Yeung 2012 gộp 8 thử nghiệm đạt Jadad ≥ 3 (7/8 vẫn có ít nhất một miền nguy cơ sai lệch cao) và thấy thảo dược Trung Hoa không khác giả dược; Birling 2020 chỉ tìm được 1 nghiên cứu giả dược (PSQI −0,90). Liu 2022 cho mức −2,74 nhưng so với thuốc Tây không làm mù. Nguyên nhân: tiêu chí chọn nghiên cứu, thời điểm tìm kiếm, kiểu nhóm chứng (giả dược so với thuốc mở nhãn), hầu hết thử nghiệm bằng tiếng Trung với làm mù kém. (dữ kiện b3-018, b3-064, b3-065, b3-017)
• Châm cứu so với châm giả: thang tự báo cáo và số đo khách quan cho kết quả ngược nhau. Liu 2020 (13 RCT Trung Quốc): châm thật hơn châm giả trên PSQI/ISI nhưng không khác trên PSG/actigraphy. Yeung 2009 (Hồng Kông, kim Streitberger): ngược lại — ISI không khác, actigraphy/nhật ký khác. Yeung 2022 (tự bấm huyệt, chứng là giáo dục vệ sinh giấc ngủ, không có bấm giả): ISI khác, actigraphy không khác. Cochrane: bằng chứng chưa đủ chặt. Nguyên nhân khả dĩ: loại châm giả (kim không xuyên so với châm điểm không phải huyệt), cỡ mẫu nhỏ, actigraphy chỉ 3–7 ngày, quần thể và nơi thực hiện (Trung Quốc đại lục so với Hồng Kông). (dữ kiện b3-023, b3-069, b3-051, b3-022)
• Độ lớn hiệu ứng phụ thuộc kiểu nhóm chứng (châm cứu, bấm huyệt, y học cổ truyền). Nghiên cứu trước–sau ở Việt Nam ghi PSQI giảm khoảng 7–15 điểm; phân tích gộp nhĩ áp so với chăm sóc thường lệ/estazolam cho SMD −1,30; so với châm/bấm giả cho MD −2,6 đến −3,6 điểm (Yu 2025, Waits 2018, Liu 2020). Phân tích mạng lưới ghi nhận nhóm giả dược tốt hơn nhóm không can thiệp. Nguyên nhân khả dĩ: hồi quy về trung bình, hiệu ứng kỳ vọng, không làm mù, chọn bệnh nhân nội trú. (dữ kiện b3-048, b3-047, b3-059, b3-077, b3-024, b3-071)
• Thái cực quyền: mức cải thiện PSQI. RCT ở Vinh ghi PSQI nhóm tập giảm từ 9,38 xuống 3,59 trong khi nhóm chứng gần như không đổi (8,06 → 7,97) — lớn hơn rõ so với các phân tích gộp (MD −1,16 và −1,75); Han 2022 loại nghiên cứu này (cùng 2 bài của Irwin) khỏi phân tích độ nhạy vì gây dị biệt. Siu 2021 (mù người đánh giá, actigraphy) cho hiệu suất ngủ +3,4 điểm phần trăm, không khác thể dục thông thường; Irwin 2014 thấy CBT-I tốt hơn về thuyên giảm và PSG không đổi. Nguyên nhân khả dĩ: không có chứng tích cực, không làm mù, phân tích theo người hoàn thành (bỏ cuộc 18,75% và khoảng 29%), mức ban đầu lệch giữa hai nhóm, quần thể không có chẩn đoán mất ngủ. (dữ kiện b3-068, b3-066, b3-067, b3-025, b3-027)
• Tỉ lệ mất ngủ ở Việt Nam dao động 25–76%. Cùng thang ISI nhưng ngưỡng khác: ≥ 15 cho 24,9% (sinh viên) còn ≥ 10 cho 76,1% (người sau COVID); nghiên cứu nhân viên y tế không đọc được ngưỡng. Các nghiên cứu PSQI > 5 đo "chất lượng giấc ngủ kém", không phải mất ngủ. Các mẫu đều là mẫu thuận tiện (trực tuyến, bệnh viện hoặc trạm y tế xã). (dữ kiện b3-032, b3-070, b3-050, b3-033)
• Bình vôi/rotundin: thông tin phổ thông so với y văn về độc tính và bằng chứng. Bài tư vấn phổ thông viết rotundin "được chứng minh" có tác dụng lên giấc ngủ và không nhắc gan hay tim. Trong khi đó, tổng quan 2022 không nêu RCT nào trên người mất ngủ (dữ liệu giấc ngủ là chuột), CDC ghi nhận 3 ca viêm gan cấp liên quan chế phẩm chứa l-THP (một ca men gan tăng lại khi tự dùng lại), và phác đồ ngộ độc trong nước ghi viêm gan chủ yếu khi dùng kéo dài. Nguyên nhân khả dĩ SL: thông tin dựa trên truyền thống và sách dược liệu, không dựa trên thử nghiệm; giả thuyết (chưa có nguồn): ca viêm gan ít gặp nên khó được nhận ra. (dữ kiện b3-079, b3-040, b3-003, b3-005, b3-002)
• Thảo dược cho mất ngủ: hướng dẫn quốc tế so với tổng quan trong nước. Hướng dẫn châu Âu 2023 (mức A, với thảo dược nói chung) và AASM 2017 (khuyến cáo yếu, với valerian) đều khuyên không dùng; tổng quan Việt Nam 2025 trình bày y học cổ truyền tích cực và ở phần đặt vấn đề viết "không gây nghiện", nhưng trong 28 nghiên cứu trong nước, 12 không có nhóm chứng và 16 có nhóm chứng đều không ngẫu nhiên hoá hay làm mù; thời gian can thiệp chỉ 14–30 ngày. (dữ kiện b3-044, b3-043, b3-062, b3-061)
• Lạc tiên: bằng chứng khách quan mong manh. Lee 2020 thấy tổng thời gian ngủ PSG tăng 23 phút (p = 0,049, độ lệch chuẩn ~54 phút), Ngan 2011 chỉ thấy 1/6 chỉ số chủ quan; cả hai dùng P. incarnata, trong khi lạc tiên ở Việt Nam là P. foetida — loài này chưa có RCT nào. Leach 2015 không thấy thảo dược nào khác giả dược. (dữ kiện b3-015, b3-014, b3-011, b3-016)

Khoảng trống#

• Chúng tôi chưa tìm được nghiên cứu khách đóng giả (simulated client/mystery shopper) nào ở Việt Nam đo tỉ lệ nhà thuốc bán benzodiazepine hay thuốc ngủ không có đơn (đã tìm bằng tiếng Việt và tiếng Anh); chỉ có phóng sự thử mua kháng sinh và bài báo 2008 mang tính giai thoại. Hai mốc ngoài Việt Nam: Tanzania 70%, Iran 9–13%.
• Chưa tìm được số liệu về tỉ lệ người Việt dùng bình vôi/rotundin, thời gian dùng, hay loạt ca viêm gan do rotundin ở Việt Nam; cũng chưa tìm được văn bản cảnh báo của Cục Quản lý Dược về độc tính gan của rotundin.
• Liều ngộ độc rotundin chưa được xác định (phác đồ Bệnh viện Nguyễn Tri Phương); số ca ngộ độc rotundin tại Trung tâm Chống độc Bạch Mai không đọc được (trang HSCC bị chặn xác thực).
• Chưa tìm được RCT nào trên người cho: tâm sen (mầm sen, Nelumbo), vông nem (Erythrina), lạc tiên loài P. foetida, bình vôi/l-THP với mất ngủ, và các chế phẩm phối hợp bán phổ biến ở Việt Nam.
• Không mở được: mục LiverTox về Jin Bu Huan/tetrahydropalmatine (NCBI yêu cầu mã xác minh), bài Woolf 1994 về 7 ca viêm gan Jin Bu Huan, toàn văn Cochrane CD005472, PubMed/PMC (yêu cầu mã xác minh), Europe PMC (liên tục giới hạn số lượt truy cập khi chúng tôi biên soạn).
• Chưa có khảo sát quốc gia nào chúng tôi tìm được về cách người Việt tự xử lý mất ngủ (tỉ lệ dùng thảo dược, rotundin, thuốc mua không đơn, ngâm chân, xoa bóp); số liệu gần nhất là 8,1% người ≥ 60 tuổi đã dùng thuốc hoặc biện pháp khác để dễ ngủ trong 2 tuần qua (LSAHV 2018).
• Chưa tìm được thử nghiệm ngâm chân, xoa bóp hay khí công dưỡng sinh có ngẫu nhiên hoá và làm mù ở Việt Nam; tổng quan phạm vi 2025 xác nhận 0/16 nghiên cứu y học cổ truyền có nhóm chứng ở Việt Nam được ngẫu nhiên hoá/làm mù.
• Chưa đối chiếu được chuyên luận Dược điển Việt Nam V cho lạc tiên và bình vôi (yêu cầu hàm lượng rotundin), và Phụ lục II (danh mục hướng thần) của Thông tư 18/2026/TT-BYT, văn bản thay Thông tư 20/2017/TT-BYT từ 16/7/2026.
• Chưa tìm được dữ liệu Việt Nam về té ngã/gãy xương liên quan thuốc ngủ ở người cao tuổi.