Phụ lục này liệt kê toàn bộ 71 dữ kiện của nhánh Trẻ mẫu giáo và tuổi tiểu học (2–12 tuổi) đã qua kiểm chứng độc lập. Mỗi dữ kiện qua một lượt thu thập, rồi một lượt kiểm chứng riêng đối chiếu lại với nguồn gốc: siêu dữ liệu, con số, cỡ mẫu, nhóm chứng và mức khẳng định. Cột Loại cho biết dữ kiện đo trên người hay trên động vật, là kết luận của tổng quan, là hướng dẫn hay tiêu chuẩn, là đo đạc môi trường hay thử thiết bị, hoặc lấy từ tài liệu của hãng hay báo chí. Mã dữ kiện (vd b2-017) giúp đối chiếu với các chương; mỗi mục dưới đây gom các dữ kiện được dùng chủ yếu ở một chương.
Dùng ở chương: Trẻ cần ngủ bao nhiêu: khuyến nghị và nền bằng chứng#
| Mã | Dữ kiện | Giá trị | Loại | Phương pháp, cỡ mẫu | Nguồn |
|---|---|---|---|---|---|
| b2-017 | Trong khảo sát 13 nước/vùng, tổng giấc ngủ 24 giờ (cả ngủ trưa) theo mẹ báo cáo giảm từ khoảng 11,3 giờ ở 3 tuổi xuống 10,6 giờ ở 5 tuổi; tỉ lệ mẹ cho rằng con có vấn đề giấc ngủ cao hơn ở nhóm nước châu Á (24,2%) so với nhóm nước chủ yếu người da trắng (18,4%). | 11,32 giờ (3 tuổi) → 10,64 giờ (5 tuổi); vấn đề giấc ngủ do mẹ nhận định 24,2% so với 18,4% | Người | Khảo sát trực tuyến cắt ngang (2/2011–3/2012), mẹ trả lời Brief Child Sleep Questionnaire mở rộng về 2 tuần trước đó; so sánh nhóm nước chủ yếu châu Á và nhóm nước chủ yếu người da trắng; không đo khách quan. Cỡ mẫu: n = 2.590 trẻ 3–6 tuổi: 1.447 ở nhóm nước châu Á, 1.139 ở nhóm nước da trắng (hai nhóm cộng 2.586, lệch 4 so với n = 2.590; chưa đối chiếu toàn văn) (Úc–New Zealand, Canada, Anh, Mỹ); tóm tắt bài liệt kê nhóm châu Á gồm Trung Quốc, Hồng Kông, Ấn Độ, Nhật, Hàn Quốc, Malaysia, Philippines, Singapore, Thái Lan (không có Việt Nam) | Mindell và cs., 2013 |
Dùng ở chương: Luyện ngủ cho trẻ nhỏ: thử nghiệm nói gì#
| Mã | Dữ kiện | Giá trị | Loại | Phương pháp, cỡ mẫu | Nguồn |
|---|---|---|---|---|---|
| b2-009 | Trong khảo sát 13 nước/vùng, chưa đến một nửa trẻ có nghi thức trước giờ ngủ (bedtime routine) mỗi tối: 47,8% ở trẻ 0–35 tháng và 44,9% ở trẻ mẫu giáo 36–59 tháng; nghi thức ≥ 3 tối/tuần phổ biến hơn ở vùng chủ yếu người da trắng (82,6%) so với vùng chủ yếu châu Á (64,4%). | Nghi thức mỗi tối: 47,8% (0–35 tháng), 44,9% (36–59 tháng); ≥ 3 tối/tuần: 82,6% (vùng da trắng) so với 64,4% (vùng châu Á) | Người | Khảo sát trực tuyến cắt ngang một lần; mẹ báo cáo giấc ngủ của con bằng Brief Infant/Child Sleep Questionnaire (BISQ/BCSQ), không đo khách quan; ANCOVA hiệu chỉnh tuổi trẻ và học vấn của mẹ; ngưỡng ý nghĩa p < 0,001. Cỡ mẫu: n = 10.085 bà mẹ ở 13 nước/vùng (Úc–New Zealand, Canada, Trung Quốc, Hồng Kông, Ấn Độ, Nhật, Hàn Quốc, Malaysia, Philippines, Singapore, Thái Lan, Anh, Mỹ); trẻ 0–35 tháng (n = 7.499) và 36–59 tháng (n = 2.586) | Mindell và cs., 2015 |
| b2-010 | Ở trẻ mẫu giáo (36–59 tháng), nghi thức trước giờ ngủ càng đều đặn thì đi kèm giờ đi ngủ sớm hơn, vào giấc nhanh hơn, ít thức đêm hơn và ngủ đêm dài hơn theo mẹ báo cáo, với quan hệ tăng dần theo số tối có nghi thức mỗi tuần (thiết kế cắt ngang). | Định tính; số liệu theo nhóm tần suất ở Bảng 2 (theo người thu thập: giờ đi ngủ 22:09 (không bao giờ) so với 20:41 (mỗi tối); độ trễ vào giấc 25,9 so với 18,1 phút; thức đêm 1,89 so với 1,48 lần; ngủ đêm 9,12 so với 10,20 giờ) — CHƯA được người kiểm chứng đối chiếu. | Người | Khảo sát trực tuyến cắt ngang một lần; mẹ báo cáo giấc ngủ của con bằng Brief Infant/Child Sleep Questionnaire (BISQ/BCSQ), không đo khách quan; ANCOVA hiệu chỉnh tuổi trẻ và học vấn của mẹ; ngưỡng ý nghĩa p < 0,001. Cỡ mẫu: n = 10.085 bà mẹ ở 13 nước/vùng (Úc–New Zealand, Canada, Trung Quốc, Hồng Kông, Ấn Độ, Nhật, Hàn Quốc, Malaysia, Philippines, Singapore, Thái Lan, Anh, Mỹ); trẻ 0–35 tháng (n = 7.499) và 36–59 tháng (n = 2.586) | Mindell và cs., 2015 |
| b2-011 | Tỉ lệ cha mẹ cho rằng con có vấn đề giấc ngủ thấp hơn rõ ở nhóm có nghi thức mỗi tối; ở trẻ mẫu giáo, vấn đề hành vi ban ngày được báo cáo ở 9,1% trẻ có nghi thức mỗi tối so với 22,9% trẻ không bao giờ có. | Vấn đề giấc ngủ (mẹ báo cáo): 47,2% (không bao giờ; văn bản bài — người thu thập đọc Bảng 4 là 42,7%, chưa đối chiếu) so với 23,3% (mỗi tối) ở 0–35 tháng; 38,5% so với 14,9% ở 36–59 tháng; vấn đề hành vi ban ngày (36–59 tháng): 22,9% so với 9,1% | Người | Khảo sát trực tuyến cắt ngang một lần; mẹ báo cáo giấc ngủ của con bằng Brief Infant/Child Sleep Questionnaire (BISQ/BCSQ), không đo khách quan; ANCOVA hiệu chỉnh tuổi trẻ và học vấn của mẹ; ngưỡng ý nghĩa p < 0,001. Cỡ mẫu: n = 10.085 bà mẹ ở 13 nước/vùng (Úc–New Zealand, Canada, Trung Quốc, Hồng Kông, Ấn Độ, Nhật, Hàn Quốc, Malaysia, Philippines, Singapore, Thái Lan, Anh, Mỹ); trẻ 0–35 tháng (n = 7.499) và 36–59 tháng (n = 2.586) | Mindell và cs., 2015 |
| b2-012 | Ở trẻ 6–17 tuổi tại Mỹ, việc gia đình luôn áp dụng quy tắc giờ đi ngủ đi kèm trẻ ngủ nhiều hơn khoảng 1 giờ vào đêm đi học khi chưa hiệu chỉnh, và khoảng 24 phút sau khi hiệu chỉnh theo tuổi; quy tắc về caffeine đi kèm thêm khoảng 22 phút. | Quy tắc giờ ngủ: +0,4 giờ (≈ 24 phút; p = 0,045) sau hiệu chỉnh tuổi; quy tắc caffeine: +0,36 giờ (≈ 22 phút; p < 0,001) | Người | Khảo sát cắt ngang trực tuyến (Sleep in America Poll 2014 của National Sleep Foundation) trên bảng mẫu đại diện quốc gia; cha mẹ báo cáo giấc ngủ của con; hồi quy hiệu chỉnh tuổi, giới của trẻ, chủng tộc, học vấn và tình trạng hôn nhân của cha mẹ. Cỡ mẫu: n = 1.103 cha mẹ có con 6–17 tuổi (tuổi trung bình của trẻ 11,4), Mỹ | Buxton và cs., 2015 |
| b2-013 | Hơn 90% cha mẹ Mỹ cho rằng giấc ngủ rất hoặc cực kỳ quan trọng, nhưng ước tính trẻ 6–17 tuổi của họ chỉ cần tối thiểu trung bình 8,7 giờ; trẻ ngủ trung bình 8,4 giờ/đêm theo cha mẹ báo cáo. (Nhận xét của nhóm biên tập: 8,7 giờ thấp hơn khuyến nghị 9–12 giờ cho trẻ 6–12 tuổi của AASM 2016, nhưng nằm trong khoảng 8–10 giờ cho 13–18 tuổi.) | Nhu cầu cha mẹ ước: 8,7 giờ; giấc ngủ trung bình: 8,4 giờ; ≈ 44% cha mẹ ước con ngủ thiếu ≥ 1 giờ vào đêm đi học | Người | Khảo sát cắt ngang trực tuyến (Sleep in America Poll 2014 của National Sleep Foundation) trên bảng mẫu đại diện quốc gia; cha mẹ báo cáo giấc ngủ của con; hồi quy hiệu chỉnh tuổi, giới của trẻ, chủng tộc, học vấn và tình trạng hôn nhân của cha mẹ. Cỡ mẫu: n = 1.103 cha mẹ có con 6–17 tuổi (tuổi trung bình của trẻ 11,4), Mỹ | Buxton và cs., 2015 |
Dùng ở chương: Ngủ trưa ở trẻ mẫu giáo và ở trường mầm non Việt Nam#
| Mã | Dữ kiện | Giá trị | Loại | Phương pháp, cỡ mẫu | Nguồn |
|---|---|---|---|---|---|
| b2-001 | Theo phân tích gộp các nghiên cứu mô tả, dưới 2,5% trẻ bỏ ngủ trưa trước 2 tuổi; đến 3 tuổi khoảng 33% đã bỏ, và sau 5 tuổi khoảng 94% đã bỏ ngủ trưa. | Tỉ lệ đã bỏ ngủ trưa: < 2,5% (trước 24 tháng); ≈ 33% (3 tuổi); ≈ 57% (36–48 tháng); ≈ 80% (48–60 tháng); ≈ 94% (> 60 tháng) | Tổng quan | Tổng quan hệ thống + phân tích gộp (đăng ký PROSPERO CRD42015020149), tìm đến 18/12/2018; 44 bài (24 thuần tập dọc, 20 cắt ngang lặp lại); ngủ trưa chủ yếu do cha mẹ báo cáo (bảng hỏi, nhật ký), chỉ 4 nghiên cứu đo khách quan (1 PSG, 3 gia tốc kế). Cỡ mẫu: 44 bài: 13 châu Âu, 15 Bắc Mỹ, 22 châu Á, 10 châu Úc (một số bài nhiều vùng); bài không cộng tổng số trẻ | Staton và cs., 2020 |
| b2-002 | Tuổi bỏ ngủ trưa chênh rất rộng giữa các nghiên cứu: ở 36 tháng, tỉ lệ đã bỏ ngủ trưa dao động 4,8–65%; ở 60 tháng dao động 36,9–96%. Do đo lường quá khác nhau, nhóm tác giả không gộp được toàn bộ tỉ lệ hiện mắc. | Đã bỏ ngủ trưa: 4,8–65% (36 tháng); 26,5–78,2% (48 tháng); 36,9–96% (60 tháng) | Tổng quan | Tổng quan hệ thống + phân tích gộp (đăng ký PROSPERO CRD42015020149), tìm đến 18/12/2018; 44 bài (24 thuần tập dọc, 20 cắt ngang lặp lại); ngủ trưa chủ yếu do cha mẹ báo cáo (bảng hỏi, nhật ký), chỉ 4 nghiên cứu đo khách quan (1 PSG, 3 gia tốc kế). Cỡ mẫu: 44 bài: 13 châu Âu, 15 Bắc Mỹ, 22 châu Á, 10 châu Úc (một số bài nhiều vùng); bài không cộng tổng số trẻ | Staton và cs., 2020 |
| b2-003 | Độ dài giấc ngủ trưa trung bình giảm khoảng một nửa trong 5 năm đầu: khoảng 1,9 giờ ở 2–3 tuổi, 1,7 giờ ở 3–4 tuổi, 1,5 giờ ở 4–5 tuổi và 1,1 giờ sau 5 tuổi (ở trẻ còn ngủ trưa). | ≈ 3,1 giờ (< 12 tháng); 2,3 giờ (1–2 tuổi); 1,9 giờ (2–3 tuổi); 1,7 giờ (3–4 tuổi); 1,5 giờ (4–5 tuổi); 1,1 giờ (> 5 tuổi) | Tổng quan | Tổng quan hệ thống + phân tích gộp (đăng ký PROSPERO CRD42015020149), tìm đến 18/12/2018; 44 bài (24 thuần tập dọc, 20 cắt ngang lặp lại); ngủ trưa chủ yếu do cha mẹ báo cáo (bảng hỏi, nhật ký), chỉ 4 nghiên cứu đo khách quan (1 PSG, 3 gia tốc kế); số liệu độ dài chỉ dựa trên 4 nghiên cứu đủ điều kiện. Cỡ mẫu: 4 nghiên cứu (trong 44 bài) | Staton và cs., 2020 |
| b2-004 | Tổng quan hệ thống 26 bài về ngủ trưa ở trẻ 0–5 tuổi thấy phát hiện nhất quán nhất là ngủ trưa đi kèm vào giấc đêm muộn hơn và ngủ đêm ngắn hơn, rõ nhất sau 2 tuổi; bằng chứng về hành vi, sức khoẻ và nhận thức kém chắc chắn hơn. | 26 bài; toàn bộ là nghiên cứu quan sát, GRADE thấp | Tổng quan | Tổng quan hệ thống theo PRISMA, chấm GRADE; toàn bộ nghiên cứu quan sát; ngủ trưa phần lớn do cha mẹ báo cáo. Cỡ mẫu: 26 bài, trẻ 0–5 tuổi | Thorpe và cs., 2015 (tóm tắt) |
| b2-005 | Trong thực nghiệm chéo ở trẻ mẫu giáo Mỹ, sau buổi được ngủ trưa trẻ nhớ được khoảng 10% vị trí nhiều hơn so với buổi bị giữ thức; khoảng chênh này vẫn còn sáng hôm sau, tức giấc ngủ đêm không bù lại phần mất do không ngủ trưa. | Nhớ hơn ≈ 10% vị trí sau ngủ trưa; nhớ lại sau trì hoãn t(38) = 2,837, p = 0,007; sáng hôm sau t(22) = 2,824, p = 0,01 | Người | Thực nghiệm chéo trong cùng đối tượng (within-subject crossover): mỗi trẻ trải qua buổi được ngủ trưa và buổi giữ thức, thứ tự đối trọng, cách nhau 1–3 tuần; nhiệm vụ trí nhớ thị giác–không gian (nhớ vị trí 9 hoặc 12 thẻ hình, học đến 75% đúng); thời gian ngủ trưa ở lớp do nhà nghiên cứu ghi; nhóm phụ 14 trẻ đo PSG trong phòng thí nghiệm. Cỡ mẫu: 77 trẻ được tuyển từ 6 lớp mẫu giáo; 40 trẻ được phân tích (31 nữ), tuổi trung bình 49,76 tháng (36–67 tháng) | Kurdziel và cs., 2013 |
| b2-006 | Lợi ích của ngủ trưa cho trí nhớ chỉ thấy ở trẻ quen ngủ trưa (≥ 5 lần/tuần), không thấy ở trẻ hiếm khi ngủ trưa (< 2 lần/tuần); mật độ thoi ngủ (sleep spindle) đo bằng PSG tương quan thuận với mức thay đổi trí nhớ qua giấc trưa. | Quen ngủ trưa: t(16) = 2,561, p = 0,021 (n = 17); không quen: t(9) = 0,347, p = 0,736 (n = 10); mật độ thoi ngủ và thay đổi trí nhớ: r = 0,647, p = 0,012 (n = 14) | Người | Thực nghiệm chéo trong cùng đối tượng (within-subject crossover): mỗi trẻ trải qua buổi được ngủ trưa và buổi giữ thức, thứ tự đối trọng, cách nhau 1–3 tuần; nhiệm vụ trí nhớ thị giác–không gian (nhớ vị trí 9 hoặc 12 thẻ hình, học đến 75% đúng); thời gian ngủ trưa ở lớp do nhà nghiên cứu ghi; nhóm phụ 14 trẻ đo PSG trong phòng thí nghiệm. Cỡ mẫu: 17 trẻ quen ngủ trưa, 10 trẻ không quen; 14 trẻ đo PSG (tuổi trung bình 49,83 tháng) | Kurdziel và cs., 2013 |
| b2-007 | Ở trẻ 50–72 tháng tại các trung tâm giữ trẻ ở Úc, trẻ có giờ ngủ trưa bắt buộc dài hơn 60 phút đi kèm ngủ đêm ít hơn có ý nghĩa so với trẻ có 0–60 phút; khác biệt còn kéo dài khi trẻ đã vào lớp 1 (theo dõi 12 tháng), và việc trẻ thực sự ngủ ở nhà trẻ là yếu tố trung gian. | Ngưỡng so sánh: > 60 phút so với 0–60 phút ngủ trưa bắt buộc; số phút chênh không có trong tóm tắt | Người | Thuần tập quan sát: quan sát trẻ trong buổi sáng và giờ ngủ trưa tại nhà trẻ; cha mẹ báo cáo giấc ngủ đêm và tổng giấc ngủ lúc ở nhà trẻ và học kỳ 2 năm đầu tiểu học (12 tháng sau); phân tích trung gian. Cỡ mẫu: n = 168 trẻ 50–72 tháng, 55% nam | Staton và cs., 2015 (tóm tắt) |
| b2-008 | Ở 5 tuổi, 60,7% trẻ ở các nước chủ yếu châu Á vẫn ngủ trưa so với chỉ 6,8% ở nước chủ yếu người da trắng; tính chung 3–6 tuổi là 76,8% so với 29,1%. | Ngủ trưa: 76,8% so với 29,1% (3–6 tuổi); 60,7% so với 6,8% (5 tuổi) | Người | Khảo sát trực tuyến cắt ngang (2/2011–3/2012), mẹ trả lời Brief Child Sleep Questionnaire mở rộng về 2 tuần trước đó; so sánh nhóm nước chủ yếu châu Á và nhóm nước chủ yếu người da trắng; không đo khách quan. Cỡ mẫu: n = 2.590 trẻ 3–6 tuổi: 1.447 ở nhóm nước châu Á, 1.139 ở nhóm nước da trắng (hai nhóm cộng 2.586, lệch 4 so với n = 2.590; chưa đối chiếu toàn văn) (Úc–New Zealand, Canada, Anh, Mỹ); tóm tắt bài liệt kê nhóm châu Á gồm Trung Quốc, Hồng Kông, Ấn Độ, Nhật, Hàn Quốc, Malaysia, Philippines, Singapore, Thái Lan (không có Việt Nam) | Mindell và cs., 2013 |
| b2-014 | Trẻ 3–6 tuổi ở các nước chủ yếu châu Á đi ngủ muộn hơn khoảng 1 giờ 40 phút và ngủ đêm ít hơn khoảng 1,1 giờ so với trẻ ở nước chủ yếu người da trắng, nhưng ngủ trưa nhiều hơn khoảng 1 giờ, nên tổng giấc ngủ 24 giờ gần như bằng nhau. | Giờ đi ngủ ≈ 21:51 so với ≈ 20:09; ngủ đêm 9,44 so với 10,54 giờ; ngủ ngày 1,58 so với 0,52 giờ; tổng 24 giờ 11,03 so với 11,06 giờ (khác biệt không có ý nghĩa thống kê) | Người | Khảo sát trực tuyến cắt ngang (2/2011–3/2012), mẹ trả lời Brief Child Sleep Questionnaire mở rộng về 2 tuần trước đó; so sánh nhóm nước chủ yếu châu Á và nhóm nước chủ yếu người da trắng; không đo khách quan. Cỡ mẫu: n = 2.590 trẻ 3–6 tuổi: 1.447 ở nhóm nước châu Á, 1.139 ở nhóm nước da trắng (hai nhóm cộng 2.586, lệch 4 so với n = 2.590; chưa đối chiếu toàn văn) (Úc–New Zealand, Canada, Anh, Mỹ); tóm tắt bài liệt kê nhóm châu Á gồm Trung Quốc, Hồng Kông, Ấn Độ, Nhật, Hàn Quốc, Malaysia, Philippines, Singapore, Thái Lan (không có Việt Nam) | Mindell và cs., 2013 |
| b2-015 | Giờ đi ngủ trung bình của trẻ 3–6 tuổi chênh gần 3 giờ giữa các nước: sớm nhất khoảng 19:43 (Úc–New Zealand theo văn bản; Anh theo bảng) và muộn nhất 22:26 ở Ấn Độ; tỉ lệ mẹ cho rằng con có vấn đề giấc ngủ từ 15,1% (Hàn Quốc) đến 43,7% (Trung Quốc). | Giờ đi ngủ 19:43–22:26; ngủ đêm 8,96 giờ (Ấn Độ) đến 10,88 giờ (Anh); tổng 24 giờ 10,71 (Ấn Độ) đến 11,65 giờ (Philippines); vấn đề giấc ngủ 15,1–43,7% | Người | Khảo sát trực tuyến cắt ngang (2/2011–3/2012), mẹ trả lời Brief Child Sleep Questionnaire mở rộng về 2 tuần trước đó; so sánh nhóm nước chủ yếu châu Á và nhóm nước chủ yếu người da trắng; không đo khách quan. Cỡ mẫu: n = 2.590 trẻ 3–6 tuổi: 1.447 ở nhóm nước châu Á, 1.139 ở nhóm nước da trắng (hai nhóm cộng 2.586, lệch 4 so với n = 2.590; chưa đối chiếu toàn văn) (Úc–New Zealand, Canada, Anh, Mỹ); tóm tắt bài liệt kê nhóm châu Á gồm Trung Quốc, Hồng Kông, Ấn Độ, Nhật, Hàn Quốc, Malaysia, Philippines, Singapore, Thái Lan (không có Việt Nam) | Mindell và cs., 2013 |
| b2-016 | Ở tuổi 3–6, chỉ 10,1% trẻ ở nhóm nước chủ yếu châu Á ngủ phòng riêng và 28,1% ngủ giường riêng, so với 79,5% và 90,6% ở nhóm nước chủ yếu người da trắng. | Phòng riêng 10,1% so với 79,5%; giường riêng 28,1% so với 90,6% | Người | Khảo sát trực tuyến cắt ngang (2/2011–3/2012), mẹ trả lời Brief Child Sleep Questionnaire mở rộng về 2 tuần trước đó; so sánh nhóm nước chủ yếu châu Á và nhóm nước chủ yếu người da trắng; không đo khách quan. Cỡ mẫu: n = 2.590 trẻ 3–6 tuổi: 1.447 ở nhóm nước châu Á, 1.139 ở nhóm nước da trắng (hai nhóm cộng 2.586, lệch 4 so với n = 2.590; chưa đối chiếu toàn văn) (Úc–New Zealand, Canada, Anh, Mỹ); tóm tắt bài liệt kê nhóm châu Á gồm Trung Quốc, Hồng Kông, Ấn Độ, Nhật, Hàn Quốc, Malaysia, Philippines, Singapore, Thái Lan (không có Việt Nam) | Mindell và cs., 2013 |
Dùng ở chương: Màn hình, ánh sáng buổi tối và giấc ngủ của trẻ#
| Mã | Dữ kiện | Giá trị | Loại | Phương pháp, cỡ mẫu | Nguồn |
|---|---|---|---|---|---|
| b2-018 | Ở trẻ và thanh thiếu niên 6–19 tuổi, dùng thiết bị di động có màn hình lúc đi ngủ đi kèm tỉ số chênh (odds ratio, OR) cao hơn cho ngủ không đủ (OR 2,17), chất lượng ngủ kém (OR 1,46) và buồn ngủ ban ngày quá mức (OR 2,72), so với không có thiết bị (nghiên cứu cắt ngang). | Ngủ không đủ OR 2,17 (KTC 95% 1,42–3,32; I² = 90%); chất lượng kém OR 1,46 (1,14–1,88; I² = 76%); buồn ngủ ban ngày OR 2,72 (1,32–5,61; I² = 50%) | Tổng quan | Tổng quan hệ thống + phân tích gộp nghiên cứu cắt ngang (20 nghiên cứu được đánh giá chất lượng); giấc ngủ tự báo cáo/cha mẹ báo cáo: ngủ không đủ (< 10 giờ với trẻ, < 9 giờ với vị thành niên), chất lượng kém, buồn ngủ ban ngày quá mức; GRADE thấp. Cỡ mẫu: n = 125.198 trẻ, tuổi trung bình 14,5 (độ lệch chuẩn 2,2), 50,1% nam; châu Âu, Bắc Mỹ, châu Á, châu Úc | Carter và cs., 2016 |
| b2-019 | Chỉ cần có thiết bị trong phòng ngủ (có quyền truy cập nhưng không dùng lúc đi ngủ) cũng đi kèm tỉ số chênh cao hơn cho ngủ không đủ (OR 1,79), chất lượng ngủ kém (OR 1,53) và buồn ngủ ban ngày quá mức (OR 2,27) so với không có thiết bị (nghiên cứu cắt ngang). | Ngủ không đủ OR 1,79 (KTC 95% 1,39–2,31; I² = 64%); chất lượng kém OR 1,53 (1,11–2,10; I² = 74%); buồn ngủ ban ngày OR 2,27 (1,54–3,35; I² = 24%) | Tổng quan | Tổng quan hệ thống + phân tích gộp nghiên cứu cắt ngang (20 nghiên cứu được đánh giá chất lượng); giấc ngủ tự báo cáo/cha mẹ báo cáo: ngủ không đủ (< 10 giờ với trẻ, < 9 giờ với vị thành niên), chất lượng kém, buồn ngủ ban ngày quá mức; GRADE thấp. Cỡ mẫu: Toàn tổng quan n = 125.198 trẻ 6–19 tuổi; số người trong từng phân tích gộp nhỏ hơn | Carter và cs., 2016 |
| b2-020 | Ở trẻ dưới 5 tuổi, thời gian xem màn hình nhiều hơn đi kèm thời lượng ngủ ngắn hơn ở mức tương quan yếu; phân tích gộp xác nhận ở trẻ 1–3 tuổi (p = 0,004; ở nhũ nhi r = 0,07, dữ kiện không ghi mức ý nghĩa) nhưng không có ý nghĩa thống kê ở trẻ mẫu giáo 3–5 tuổi. | Độ lớn tương quan (giá trị tuyệt đối của r) r = 0,09 (KTC 95% 0,01–0,17; I² = 90%) chung; nhũ nhi r = 0,07; 1–3 tuổi r = 0,13 (p = 0,004); 3–5 tuổi r = 0,10 (p = 0,203, không ý nghĩa); hướng bất lợi | Tổng quan | Tổng quan hệ thống + phân tích gộp: 31 bài (29 thuần tập riêng): 1 RCT, 7 thuần tập dọc, 23 cắt ngang; 8 kết cục giấc ngủ; chỉ 10 nghiên cứu dùng thước đo khách quan hoặc đã thẩm định; phân tích gộp hệ số tương quan (7 nghiên cứu) cho thời lượng ngủ; kết cục khác tổng hợp đếm phiếu; GRADE. Cỡ mẫu: n = 60.445 trẻ 0 đến < 5 tuổi | Janssen và cs., 2020 |
| b2-021 | Riêng màn hình buổi tối, hầu hết các liên quan được báo cáo ở trẻ dưới 5 tuổi đều bất lợi cho thời lượng ngủ và giờ đi ngủ (ở trẻ mẫu giáo: 3/4 liên quan bất lợi cho thời lượng, 1/1 cho giờ đi ngủ), nhưng mọi liên quan này đều được chấm chất lượng rất thấp. | Nhũ nhi 2/2, trẻ 1–3 tuổi 2/2, trẻ mẫu giáo 3/4 liên quan bất lợi cho thời lượng ngủ | Tổng quan | Tổng quan hệ thống + phân tích gộp: 31 bài (29 thuần tập riêng): 1 RCT, 7 thuần tập dọc, 23 cắt ngang; 8 kết cục giấc ngủ; chỉ 10 nghiên cứu dùng thước đo khách quan hoặc đã thẩm định; phân tích gộp hệ số tương quan (7 nghiên cứu) cho thời lượng ngủ; kết cục khác tổng hợp đếm phiếu; GRADE. Cỡ mẫu: n = 60.445 trẻ 0 đến < 5 tuổi (toàn tổng quan) | Janssen và cs., 2020 |
| b2-022 | Trẻ có thiết bị điện tử để bật trong phòng ngủ ban đêm đi kèm tỉ số chênh thấp hơn cho ngủ đủ (OR 0,46) và cho chất lượng ngủ "xuất sắc" (OR 0,50) theo cha mẹ báo cáo; để tivi bật ít nhất thỉnh thoảng đi kèm ngủ ít hơn trên 30 phút mỗi đêm sau hiệu chỉnh tuổi. | Ngủ đủ: OR 0,46; chất lượng ngủ xuất sắc: OR 0,50 (cả hai p < 0,001); tivi để bật: ngủ ít hơn > 30 phút/đêm (p = 0,001) | Người | Khảo sát cắt ngang trực tuyến (Sleep in America Poll 2014 của National Sleep Foundation) trên bảng mẫu đại diện quốc gia; cha mẹ báo cáo giấc ngủ của con; hồi quy hiệu chỉnh tuổi, giới của trẻ, chủng tộc, học vấn và tình trạng hôn nhân của cha mẹ. Cỡ mẫu: n = 1.103 cha mẹ có con 6–17 tuổi (tuổi trung bình của trẻ 11,4), Mỹ | Buxton và cs., 2015 |
| b2-023 | Trong thử nghiệm ngẫu nhiên theo cụm ở Đan Mạch, gia đình nộp điện thoại thông minh/máy tính bảng và giới hạn màn hình giải trí ≤ 3 giờ/tuần trong 2 tuần (97% trẻ nhóm can thiệp tuân thủ): thời gian hoạt động không tĩnh tại lúc rảnh của trẻ tăng khoảng 46 phút/ngày so với nhóm chứng, nhưng khác biệt về giấc ngủ đo bằng điện não đồ tại nhà so với nhóm chứng không có ý nghĩa thống kê. | Hoạt động không tĩnh tại lúc rảnh: +44,8 phút/ngày (can thiệp) so với +1,0 phút/ngày (chứng); chênh 45,8 phút/ngày (KTC 95% 27,9–63,6; p < 0,001). Màn hình nền ≈ 35,9 giờ/tuần. Tổng thời gian ngủ, độ trễ vào giấc, thức sau khi ngủ (EEG): không khác có ý nghĩa | Người | RCT theo cụm (đơn vị: gia đình), can thiệp 2 tuần; nhóm chứng: dùng màn hình như thường lệ; giấc ngủ đo bằng điện não đồ một kênh tại nhà (3 đêm đầu kỳ, 3 đêm cuối kỳ; trẻ < 6 tuổi không đo); vận động đo bằng gia tốc kế. Cỡ mẫu: 89 gia đình (45 can thiệp, 44 chứng); 181 trẻ (tuổi trung bình 8,6 và 9,5), 164 người lớn; mời gia đình có trẻ 6–10 tuổi | Pedersen và cs., 2022 |
| b2-024 | Tổng quan 67 nghiên cứu (1999–2014) ở trẻ chủ yếu 5–17 tuổi thấy thời gian màn hình đi kèm bất lợi cho giấc ngủ (chủ yếu ngủ ngắn hơn và đi ngủ muộn hơn) ở 90% nghiên cứu; tỉ lệ cao nhất với máy tính (94%) và thấp nhất với tivi (76%). | 90% nghiên cứu có liên quan bất lợi; máy tính 94%, màn hình không phân loại 91%, trò chơi điện tử 86%, thiết bị di động 83%, tivi 76% | Tổng quan | Tổng quan hệ thống (không gộp số liệu), 67 nghiên cứu; khoảng 3/4 là cắt ngang, 13 tiến cứu, 3 thử nghiệm; 99% dùng tự báo cáo hoặc cha mẹ báo cáo giấc ngủ. Cỡ mẫu: 67 nghiên cứu, trẻ chủ yếu 5–17 tuổi | Hale và Guan, 2015 |
| b2-025 | Trong RCT ở gia đình có trẻ 3–5 tuổi, can thiệp khuyến khích thay nội dung bạo lực hoặc không hợp lứa tuổi bằng nội dung giáo dục/thân thiện (không yêu cầu giảm thời lượng) đi kèm tỉ số chênh có "bất kỳ vấn đề giấc ngủ nào" thấp hơn qua các lần theo dõi (OR 0,36) theo cha mẹ báo cáo; vấn đề hay gặp nhất là vào giấc chậm (38%). | OR 0,36 (KTC 95% 0,16–0,83) cho "bất kỳ vấn đề giấc ngủ", phân tích đo lặp qua 6, 12, 18 tháng; xu hướng giảm hiệu ứng theo thời gian p = 0,07 | Người | RCT; can thiệp: 1 lần thăm nhà + gọi điện trong 6 tháng, hướng dẫn đổi nội dung truyền thông; giấc ngủ do cha mẹ báo cáo bằng Children's Sleep Habits Questionnaire ở 6, 12, 18 tháng; tóm tắt không mô tả nhóm chứng. Cỡ mẫu: 565 trẻ 3–5 tuổi được phân tích (Seattle, Mỹ) | Garrison và Christakis, 2012 (tóm tắt) |
| b2-026 | Ở trẻ 3–4 tuổi, 1 giờ ánh sáng trước giờ ngủ ức chế melatonin trung bình 85% (69–99%) ở mọi cường độ từ 5 đến 5.000 lux; ngay cả nhóm 5–40 lux (mức đèn trong nhà mờ) vẫn ức chế khoảng 78%, tức không thấy quan hệ liều–đáp ứng rõ như ở người lớn. | Ức chế melatonin 85,4 ± 7,2% (69,4–98,7%); nhóm 5–40 lux 77,5 ± 7,0%; các nhóm sáng hơn 86,4%, 89,2%, 87,1%; 62% trẻ còn melatonin < 50% mức nền 50 phút sau khi tắt sáng | Người | Thực nghiệm ngẫu nhiên tại nhà: 7 ngày lịch ngủ ổn định, sau đó 29,5 giờ trong ánh sáng mờ (≈ 1,5 lux); đêm cuối mỗi trẻ nhận một lần chiếu sáng 1 giờ trước giờ đi ngủ thường lệ ở một trong 15 mức cường độ (5–5.000 lux); melatonin nước bọt (RIA), mức ức chế tính theo diện tích dưới đường cong so với tối hôm trước. Cỡ mẫu: 36 trẻ khoẻ mạnh 3,0–4,9 tuổi (trung bình 4,2), 39% nam; 27 trẻ vào phân tích melatonin (Colorado, Mỹ) | Hartstein và cs., 2022 |
| b2-027 | Nhóm tác giả không ước được cường độ gây ức chế 50% (ED50) vì mức ức chế thấp nhất ở trẻ đã là 69%; trong khi các nghiên cứu người lớn được dẫn cho thấy ức chế 50% ở khoảng 25 lux hoặc 50–130 lux — gợi ý trẻ mẫu giáo nhạy với ánh sáng mờ hơn so với người lớn. | Trẻ: ≈ 82% ức chế ở 5 và 10 lux; người lớn (nghiên cứu được dẫn): 50% ức chế ở ≈ 25 lux (Phillips) hoặc 50–130 lux (Zeitzer) | Người | Thực nghiệm ngẫu nhiên tại nhà: 7 ngày lịch ngủ ổn định, sau đó 29,5 giờ trong ánh sáng mờ (≈ 1,5 lux); đêm cuối mỗi trẻ nhận một lần chiếu sáng 1 giờ trước giờ đi ngủ thường lệ ở một trong 15 mức cường độ (5–5.000 lux); melatonin nước bọt (RIA), mức ức chế tính theo diện tích dưới đường cong so với tối hôm trước. Cỡ mẫu: 36 trẻ khoẻ mạnh 3,0–4,9 tuổi (trung bình 4,2), 39% nam; 27 trẻ vào phân tích melatonin (Colorado, Mỹ) | Hartstein và cs., 2022 |
| b2-028 | Dưới cùng một đèn LED trần khoảng 300 lux buổi tối, melatonin của trẻ khoảng 9 tuổi bị ức chế mạnh hơn rõ so với cha mẹ: 81,2% so với 30,4% với đèn 6200 K và 58,1% so với 30,4% với đèn 3000 K. | Trẻ: 58,1% (3000 K), 81,2% (6200 K; p = 0,012 giữa hai đèn); người lớn: 30,4% ở cả hai đèn; trẻ so với người lớn p = 0,004 (6200 K), p = 0,047 (3000 K) | Người | Thực nghiệm giữa các nhóm (Nhật Bản): trẻ hoặc người lớn × đèn LED trần 3000 K (≈ 299 lux) hoặc 6200 K giàu ánh sáng xanh (≈ 305 lux); đêm 1 ánh sáng mờ (< 30 lx), đêm 2 chiếu sáng từ 19:00; melatonin nước bọt lấy mẫu mỗi giờ (ức chế tính theo % thay đổi diện tích dưới đường cong); buồn ngủ theo thang Karolinska. Cỡ mẫu: 22 trẻ (8,9 ± 2,2 tuổi) và 20 người lớn (41,7 ± 4,4 tuổi, là cha mẹ của trẻ); số người lớn vào phân tích không thống nhất trong bài (10/nhóm theo bảng, 6–7/nhóm theo hình) | Lee và cs., 2018 |
| b2-029 | Cũng trong nghiên cứu này, trẻ dưới đèn 6200 K ít buồn ngủ hơn dưới đèn 3000 K và mức buồn ngủ có xu hướng không tăng một giờ sau giờ đi ngủ thường lệ (tương tác chỉ ở mức xu hướng, p = 0,075); người lớn không bị ảnh hưởng bởi nhiệt độ màu. | Hiệu ứng chính của nhiệt độ màu lên buồn ngủ ở trẻ: p < 0,05 (tương tác thời gian × nhiệt độ màu chỉ ở mức xu hướng, p = 0,075); người lớn: không có hiệu ứng | Người | Thực nghiệm giữa các nhóm (Nhật Bản): trẻ hoặc người lớn × đèn LED trần 3000 K (≈ 299 lux) hoặc 6200 K giàu ánh sáng xanh (≈ 305 lux); đêm 1 ánh sáng mờ (< 30 lx), đêm 2 chiếu sáng từ 19:00; melatonin nước bọt lấy mẫu mỗi giờ (ức chế tính theo % thay đổi diện tích dưới đường cong); buồn ngủ theo thang Karolinska. Cỡ mẫu: 22 trẻ (8,9 ± 2,2 tuổi) và 20 người lớn (41,7 ± 4,4 tuổi, là cha mẹ của trẻ); số người lớn vào phân tích không thống nhất trong bài (10/nhóm theo bảng, 6–7/nhóm theo hình) | Lee và cs., 2018 |
Dùng ở chương: Ngáy, ngưng thở khi ngủ và cắt amiđan ở trẻ#
| Mã | Dữ kiện | Giá trị | Loại | Phương pháp, cỡ mẫu | Nguồn |
|---|---|---|---|---|---|
| b2-038 | Trong thử nghiệm CHAT, phẫu thuật cắt amiđan và nạo VA (tổ chức lympho vòm họng) sớm không cải thiện điểm chú ý–chức năng điều hành hơn nhóm theo dõi chờ đợi sau 7 tháng; cả hai nhóm đều tăng điểm. | Thay đổi điểm NEPSY chú ý–điều hành: +7,1 ± 13,9 (phẫu thuật) so với +5,1 ± 13,4 (theo dõi chờ đợi); p = 0,16 | Người | RCT đa trung tâm (7 trung tâm giấc ngủ học thuật, Mỹ), mù đơn; so sánh phẫu thuật cắt amiđan và nạo VA (adenotonsillectomy) sớm (trong 4 tuần) với theo dõi chờ đợi kèm chăm sóc hỗ trợ (watchful waiting); tiêu chí vào: chỉ số ngưng thở–giảm thở (apnea–hypopnea index, AHI) ≥ 2 hoặc chỉ số ngưng thở tắc nghẽn ≥ 1/giờ, loại AHI > 30; PSG chuẩn hoá, chấm tập trung; theo dõi 7 tháng; kết cục chính: điểm chú ý–chức năng điều hành NEPSY. Cỡ mẫu: n = 464 trẻ 5–9 tuổi (1/2008–9/2011) | Marcus và cs., 2013 |
| b2-039 | Cũng trong CHAT, đa ký giấc ngủ trở về bình thường ở 79% trẻ được phẫu thuật nhưng cũng ở 46% trẻ chỉ theo dõi chờ đợi; nhóm phẫu thuật cải thiện hơn về hành vi (cha mẹ và giáo viên chấm), triệu chứng và chất lượng cuộc sống. | PSG bình thường hoá: 79% so với 46% (p < 0,001); Conners do người chăm sóc chấm −2,9 so với −0,2 (p = 0,01); giáo viên chấm −4,9 so với −1,5 (p = 0,04); PedsQL +5,9 so với +0,9 (p < 0,001) | Người | RCT đa trung tâm (7 trung tâm giấc ngủ học thuật, Mỹ), mù đơn; so sánh phẫu thuật cắt amiđan và nạo VA (adenotonsillectomy) sớm (trong 4 tuần) với theo dõi chờ đợi kèm chăm sóc hỗ trợ (watchful waiting); tiêu chí vào: chỉ số ngưng thở–giảm thở (apnea–hypopnea index, AHI) ≥ 2 hoặc chỉ số ngưng thở tắc nghẽn ≥ 1/giờ, loại AHI > 30; PSG chuẩn hoá, chấm tập trung; theo dõi 7 tháng; kết cục chính: điểm chú ý–chức năng điều hành NEPSY. Cỡ mẫu: n = 464 trẻ 5–9 tuổi (1/2008–9/2011) | Marcus và cs., 2013 |
| b2-040 | Theo hướng dẫn của Viện Hàn lâm Nhi khoa Hoa Kỳ (AAP) 2012, tỉ lệ hội chứng ngưng thở khi ngủ tắc nghẽn (obstructive sleep apnea syndrome, OSAS) ở trẻ trong các nghiên cứu chất lượng cao nằm trong khoảng 1,2–5,7%. | 1,2–5,7% | Hướng dẫn, tiêu chuẩn | Hướng dẫn thực hành lâm sàng của Viện Hàn lâm Nhi khoa Hoa Kỳ (AAP), cập nhật dựa trên tổng quan y văn 1999–2010 (3.166 bài, 350 bài có dữ liệu liên quan); mỗi khuyến cáo có mức chất lượng bằng chứng (A–D) và mức độ khuyến cáo. Cỡ mẫu: Tổng hợp nghiên cứu mức I và II | Marcus và cs., 2012 |
| b2-041 | Hướng dẫn AAP 2012 khuyến cáo bác sĩ hỏi trẻ có ngáy không khi khám định kỳ (bằng chứng B), làm đa ký giấc ngủ cho trẻ ngáy thường xuyên kèm dấu hiệu OSAS (bằng chứng A) hoặc chuyển khám chuyên khoa giấc ngủ hay tai mũi họng (bằng chứng D, mức "lựa chọn"), và xếp phẫu thuật cắt amiđan và nạo VA là lựa chọn hàng đầu khi trẻ có amiđan to (bằng chứng B). Hướng dẫn xếp CPAP khi còn triệu chứng sau mổ hoặc không mổ; xịt corticosteroid mũi là "lựa chọn" cho OSAS nhẹ (AHI < 5) khi chống chỉ định phẫu thuật hoặc còn OSAS nhẹ sau mổ. | 8 khuyến cáo hành động; mức bằng chứng A (PSG), B (hỏi ngáy, phẫu thuật, CPAP, theo dõi nội trú trẻ nguy cơ cao, corticosteroid mũi), C (giảm cân) | Hướng dẫn, tiêu chuẩn | Hướng dẫn thực hành lâm sàng của Viện Hàn lâm Nhi khoa Hoa Kỳ (AAP), cập nhật dựa trên tổng quan y văn 1999–2010 (3.166 bài, 350 bài có dữ liệu liên quan); mỗi khuyến cáo có mức chất lượng bằng chứng (A–D) và mức độ khuyến cáo. Cỡ mẫu: Không áp dụng (hướng dẫn) | Marcus và cs., 2012 |
| b2-042 | Ở trẻ 3–12 tuổi ngáy thường xuyên hoặc ngưng thở nhẹ (AHI < 3), phẫu thuật cắt amiđan và nạo VA sớm không cải thiện chức năng điều hành hay chú ý sau 12 tháng so với theo dõi chờ đợi. | BRIEF GEC: chênh −0,96 (KTC 95% −2,66 đến 0,74; p = 0,27); Go/No-go: chênh 0,05 (−0,18 đến 0,27; p = 0,68) | Người | RCT đa trung tâm (7 trung tâm giấc ngủ học thuật Mỹ), mù đơn, đăng ký NCT02562040; phẫu thuật cắt amiđan và nạo VA sớm so với theo dõi chờ đợi kèm chăm sóc hỗ trợ; tiêu chí vào: ngáy thường xuyên ≥ 3 đêm/tuần ≥ 3 tháng, AHI tắc nghẽn < 3, amiđan to; theo dõi 12 tháng, PSG; kết cục chính: chức năng điều hành (BRIEF GEC do người chăm sóc chấm) và chú ý duy trì (Go/No-go). Cỡ mẫu: n = 458 trẻ 3–12,9 tuổi (231 phẫu thuật, 227 theo dõi chờ đợi); khoảng 86% hoàn thành 12 tháng | Redline và cs., 2023 |
| b2-043 | Cũng trong PATS, nhóm phẫu thuật cải thiện hơn về hành vi, triệu chứng, buồn ngủ, chất lượng cuộc sống và bách phân vị huyết áp; sau 12 tháng chỉ 13,2% trẻ ở nhóm theo dõi chờ đợi tiến triển lên AHI ≥ 3 (so với 1,3% nhóm phẫu thuật). | AHI ≥ 3 sau 12 tháng: 1,3% so với 13,2% (chênh nguy cơ −11,2%; KTC 97% −17,5 đến −4,9%); AHI ≥ 5: 0% so với 7,2%; CBCL tổng −3,09; PedsQL +4,76; huyết áp tâm thu −9,02 bách phân vị; 6 biến cố nghiêm trọng liên quan phẫu thuật (chủ yếu chảy máu thứ phát) | Người | RCT đa trung tâm (7 trung tâm giấc ngủ học thuật Mỹ), mù đơn, đăng ký NCT02562040; phẫu thuật cắt amiđan và nạo VA sớm so với theo dõi chờ đợi kèm chăm sóc hỗ trợ; tiêu chí vào: ngáy thường xuyên ≥ 3 đêm/tuần ≥ 3 tháng, AHI tắc nghẽn < 3, amiđan to; theo dõi 12 tháng, PSG; kết cục chính: chức năng điều hành (BRIEF GEC do người chăm sóc chấm) và chú ý duy trì (Go/No-go). Cỡ mẫu: 306 trẻ có PSG theo dõi (diễn tiến AHI); toàn mẫu 458 | Redline và cs., 2023 |
| b2-044 | Ở học sinh tiểu học Hồng Kông 5–13 tuổi, tỉ lệ OSAS đo bằng PSG theo tiêu chuẩn ICSD-II là 4,8%, cao hơn ở bé trai (5,8%) so với bé gái (3,8%); nam giới, BMI z-score và amiđan–VA to đi kèm OSAS độc lập. | 4,8% (KTC 95% 4,3–5,4); nam 5,8% (5,1–6,7); nữ 3,8% (3,2–4,5) | Người | Nghiên cứu cộng đồng hai pha: pha 1 bảng hỏi cha mẹ ở 13 trường tiểu học chọn ngẫu nhiên (Sa Điền, Đại Bộ, Hồng Kông); pha 2 PSG qua đêm cho trẻ nguy cơ cao và một mẫu nguy cơ thấp; tỉ lệ có trọng số; chẩn đoán theo nhiều ngưỡng AHI và theo ICSD-II. Cỡ mẫu: 6.447 bảng hỏi thu về (70,3% của 9.172); 619 trẻ 5–13 tuổi làm PSG (410 nguy cơ cao, 209 nguy cơ thấp) | Li và cs., 2010 |
| b2-045 | Cùng một mẫu trẻ Hồng Kông, tỉ lệ "ngưng thở khi ngủ" dao động từ 4,8% đến 40,3% chỉ vì chọn ngưỡng chẩn đoán khác nhau (AHI ≥ 1, ≥ 1,5, ≥ 3, ≥ 5, có hay không đòi hỏi triệu chứng); thêm triệu chứng vào tiêu chuẩn làm tỉ lệ giảm mạnh. | 4,8–40,3% tuỳ ngưỡng; số trẻ chưa trọng số: AHI ≥ 1: 266; ≥ 1,5: 197; ≥ 3: 102; ≥ 5: 67 | Người | Nghiên cứu cộng đồng hai pha: pha 1 bảng hỏi cha mẹ ở 13 trường tiểu học chọn ngẫu nhiên (Sa Điền, Đại Bộ, Hồng Kông); pha 2 PSG qua đêm cho trẻ nguy cơ cao và một mẫu nguy cơ thấp; tỉ lệ có trọng số; chẩn đoán theo nhiều ngưỡng AHI và theo ICSD-II. Cỡ mẫu: 6.447 bảng hỏi thu về (70,3% của 9.172); 619 trẻ 5–13 tuổi làm PSG (410 nguy cơ cao, 209 nguy cơ thấp) | Li và cs., 2010 |
| b2-046 | Trong thuần tập ALSPAC (Anh), các nhóm quỹ đạo triệu chứng rối loạn thở khi ngủ (ngáy, thở miệng, ngưng thở do cha mẹ quan sát) từ 6 đến 69 tháng tuổi đi kèm tỉ số chênh có vấn đề hành vi ở 4 và 7 tuổi cao hơn (tác giả mô tả tăng 20–100%); nhóm triệu chứng nặng nhất có OR tăng động 1,85 ở 7 tuổi. | Tỉ số chênh có vấn đề hành vi tăng 20–100% (theo tác giả); nhóm nặng nhất ở 7 tuổi: tăng động OR 1,85 (KTC 95% 1,30–2,63), hành vi chống đối 1,60 (1,18–2,16), khó khăn với bạn 1,37 (1,04–1,80); nhóm triệu chứng muộn: cảm xúc 1,65 (1,21–2,07), tăng động 1,88 (1,42–2,49) | Người | Thuần tập sinh dựa trên dân số (ALSPAC); cha mẹ báo cáo triệu chứng ngáy, thở miệng, ngưng thở ở 6, 18, 30, 42, 57, 69 tháng (cần ≥ 2 lần khảo sát); 5 nhóm quỹ đạo triệu chứng; hành vi đo bằng SDQ do cha mẹ trả lời, "có vấn đề" = nhóm 10% điểm cao nhất; hồi quy logistic hiệu chỉnh 15 yếu tố gây nhiễu. Cỡ mẫu: n = 9.140 (4 tuổi); n = 8.098 (7 tuổi) | Bonuck và cs., 2012 (tóm tắt) |
| b2-047 | Trong mẫu ngẫu nhiên học sinh tiểu học (mẫu giáo lớn đến lớp 5) ở Pennsylvania làm PSG tại phòng thí nghiệm, tỉ lệ rối loạn thở khi ngủ mức vừa (AHI ≥ 5) là 1,2%; vòng eo và ngáy đi kèm mọi mức rối loạn thở khi ngủ, còn kích thước amiđan (nhìn bằng mắt) không phải yếu tố nguy cơ độc lập. | AHI ≥ 5: 1,2% | Người | Nghiên cứu hai pha: pha 1 bảng hỏi cha mẹ (tỉ lệ phản hồi 78,5%); pha 2 chọn ngẫu nhiên làm PSG một đêm tại phòng thí nghiệm của trường đại học kèm khám tai mũi họng, hô hấp, điện tim (tỉ lệ phản hồi 70,0%). Cỡ mẫu: 5.740 trẻ sàng lọc; 700 trẻ làm PSG (Penn State Child Cohort) | Bixler và cs., 2009 (tóm tắt) |
Dùng ở chương: Mất ngủ, hoảng sợ ban đêm, ADHD, tự kỷ và melatonin ở trẻ#
| Mã | Dữ kiện | Giá trị | Loại | Phương pháp, cỡ mẫu | Nguồn |
|---|---|---|---|---|---|
| b2-048 | Trong thuần tập Québec theo dõi đến 13 tuổi, khoảng 56% trẻ từng có ít nhất một giai đoạn hoảng sợ ban đêm và khoảng 29% từng mộng du theo báo cáo của mẹ; hoảng sợ ban đêm hay gặp nhất ở 1,5 tuổi (34,4%), mộng du cao nhất quanh 10 tuổi (13,4%). | Hoảng sợ ban đêm cả thời thơ ấu 56,2% (KTC 95% 53,8–58,6%); mộng du 29,1% (26,8–31,4%); đỉnh hoảng sợ ban đêm 34,4% ở 1,5 tuổi, còn 13,4% ở 5 tuổi và 5,3% ở 13 tuổi; đỉnh mộng du 13,4% ở 10 tuổi | Người | Thuần tập dọc dựa trên dân số: Nghiên cứu Dọc về Phát triển Trẻ em Québec (ÉLDEQ); mẹ trả lời bảng hỏi hằng năm — hoảng sợ ban đêm (sleep terrors) hỏi từ khoảng 1,5 tuổi, mộng du (sleepwalking) từ 2,5 tuổi, đến 13 tuổi; tiền sử mộng du của cha mẹ hỏi khi trẻ 10 tuổi; không chẩn đoán bằng PSG. Cỡ mẫu: n = 1.940 trẻ (Québec, Canada) | Petit và cs., 2015 |
| b2-049 | Trẻ có hoảng sợ ban đêm sớm có khả năng mộng du về sau cao hơn (34,4% so với 21,7% ở trẻ không có); tác giả coi hai hiện tượng là hai biểu hiện của cùng một cơ chế nền. | 34,4% so với 21,7%; OR 1,89 (KTC 95% 1,46–2,45) | Người | Thuần tập dọc dựa trên dân số: Nghiên cứu Dọc về Phát triển Trẻ em Québec (ÉLDEQ); mẹ trả lời bảng hỏi hằng năm — hoảng sợ ban đêm (sleep terrors) hỏi từ khoảng 1,5 tuổi, mộng du (sleepwalking) từ 2,5 tuổi, đến 13 tuổi; tiền sử mộng du của cha mẹ hỏi khi trẻ 10 tuổi; không chẩn đoán bằng PSG. Cỡ mẫu: n = 1.940 trẻ (Québec, Canada) | Petit và cs., 2015 |
| b2-050 | Tỉ lệ mộng du ở trẻ tăng theo số cha mẹ có tiền sử mộng du: 22,5% khi không cha mẹ nào, 47,4% khi một người và 61,5% khi cả hai người. | 22,5% / 47,4% / 61,5%; OR hiệu chỉnh 3,02 (KTC 95% 2,00–4,56) với một cha/mẹ, 7,25 (2,98–17,62) với cả hai | Người | Thuần tập dọc dựa trên dân số: Nghiên cứu Dọc về Phát triển Trẻ em Québec (ÉLDEQ); mẹ trả lời bảng hỏi hằng năm — hoảng sợ ban đêm (sleep terrors) hỏi từ khoảng 1,5 tuổi, mộng du (sleepwalking) từ 2,5 tuổi, đến 13 tuổi; tiền sử mộng du của cha mẹ hỏi khi trẻ 10 tuổi; không chẩn đoán bằng PSG. Cỡ mẫu: n = 1.940 trẻ (Québec, Canada) | Petit và cs., 2015 |
| b2-051 | Trong thuần tập ALSPAC, 15,5% trẻ 7,5 tuổi còn tè dầm nhưng phần lớn chỉ ≤ 1 lần/tuần; chỉ 2,6% đạt tiêu chuẩn đái dầm DSM-IV (≥ 2 lần/tuần). Tỉ lệ ở bé trai cao hơn bé gái. | Tè dầm bất kỳ: 1.260/8.151 (15,5%); đạt DSM-IV: 215 (2,6%); kèm tiểu ướt ban ngày: 266 (3,3%) | Người | Thuần tập sinh ALSPAC (Avon, Anh); bảng hỏi cha mẹ khi trẻ 91 tháng (7,5 tuổi); đái dầm (nocturnal enuresis) theo tiêu chuẩn DSM-IV = tè dầm ≥ 2 lần/tuần. Cỡ mẫu: 8.151 bảng hỏi có dữ liệu tần suất tè dầm (tỉ lệ phản hồi 73,5%) | Butler và cs., 2005 (tóm tắt) |
| b2-052 | Theo tổng quan Cochrane 74 thử nghiệm, so với không can thiệp, chuông báo ướt (enuresis alarm) có thể làm nhiều trẻ đạt 14 đêm khô liên tiếp hơn và duy trì khô sau khi ngừng, nhưng độ chắc chắn thấp và khoảng tin cậy rất rộng. | Đạt 14 đêm khô: RR 7,23 (KTC 95% 1,40–37,33; 18 thử nghiệm, 827 trẻ; GRADE thấp); duy trì khô sau khi ngừng: RR 9,67 (4,74–19,76; 10 thử nghiệm, 366 trẻ; thấp); số đêm ướt/tuần: −2,68 (−4,59 đến −0,78; 4 thử nghiệm, 127 trẻ) | Tổng quan | Tổng quan hệ thống Cochrane các RCT và gần-RCT (bằng chứng đến 25/6/2018); kết cục: số đêm ướt/tuần, đạt 14 đêm khô liên tiếp, duy trì khô sau khi ngừng; GRADE. Cỡ mẫu: 74 thử nghiệm, 5.983 trẻ 5–16 tuổi | Caldwell và cs., 2020 (tóm tắt) |
| b2-053 | So với desmopressin, khác biệt giữa chuông báo và desmopressin về số trẻ hết ướt hay số đêm ướt không có ý nghĩa thống kê; có thể nhỉnh hơn về duy trì khô sau khi ngừng (khoảng tin cậy chứa 1) và ít biến cố bất lợi hơn (độ chắc chắn vừa). | Hết ướt: RR 1,12 (KTC 95% 0,93–1,36; 12 thử nghiệm, 1.168 trẻ); duy trì khô: RR 1,30 (0,92–1,84; 5 thử nghiệm, 565 trẻ; GRADE vừa); biến cố bất lợi: RR 0,38 (0,20–0,71; 5 thử nghiệm, 565 trẻ; vừa) | Tổng quan | Tổng quan hệ thống Cochrane các RCT và gần-RCT (bằng chứng đến 25/6/2018); kết cục: số đêm ướt/tuần, đạt 14 đêm khô liên tiếp, duy trì khô sau khi ngừng; GRADE. Cỡ mẫu: 74 thử nghiệm, 5.983 trẻ 5–16 tuổi | Caldwell và cs., 2020 (tóm tắt) |
| b2-054 | Trong thuần tập Québec, tỉ lệ hội chứng chân không yên (restless legs syndrome, RLS) mỗi năm ở trẻ 7–15 tuổi là 2,4–3,1% theo báo cáo của mẹ; 8,6% từng có ít nhất một lần nhưng chỉ 1,8% được báo cáo từ hai lần trở lên; tỉ lệ cao hơn khi có cha/mẹ mắc (13,0% so với 6,9%). | Tỉ lệ năm 2,4–3,1%; từng có 8,6%; ≥ 2 lần 1,8%; có tiền sử cha mẹ 13,0% so với không 6,9% | Người | Thuần tập dọc dựa trên dân số (ÉLDEQ, Québec), trẻ sinh 1997–1998, theo dõi 2005–2013; RLS đánh giá ở 7, 8, 12, 13 và 15 tuổi bằng bảng hỏi do mẹ trả lời; hỏi thêm tiền sử RLS của cha mẹ. Cỡ mẫu: n = 1.856 trẻ | Pennestri và cs., 2021 (tóm tắt) |
| b2-055 | Trong mẫu dân số Penn State Child Cohort, 19,3% trẻ 5–12 tuổi có triệu chứng mất ngủ (khó vào giấc hoặc khó duy trì giấc ngủ theo cha mẹ báo cáo); cao nhất ở bé gái 11–12 tuổi (30,6%), và chỉ ở nhóm này triệu chứng đi kèm rối loạn giấc ngủ rõ trên PSG. | 19,3% chung (20,2% khi loại trẻ có rối loạn thở khi ngủ); bé gái 11–12 tuổi 30,6% | Người | Cắt ngang trong thuần tập dân số Penn State Child Cohort (Mỹ); PSG 9 giờ một đêm + bảng hỏi cha mẹ; triệu chứng mất ngủ do cha mẹ báo cáo; rối loạn thở khi ngủ định nghĩa AHI ≥ 1. Cỡ mẫu: n = 700 trẻ 5–12 tuổi | Calhoun và cs., 2014 (tóm tắt) |
| b2-056 | Trẻ có rối loạn tăng động giảm chú ý (attention-deficit/hyperactivity disorder, ADHD) chưa dùng thuốc có nhiều vấn đề giấc ngủ hơn trẻ đối chứng theo cha mẹ báo cáo (chống đối giờ đi ngủ, khó vào giấc, thức đêm, khó dậy buổi sáng, buồn ngủ ban ngày); về khách quan: độ trễ vào giấc trên actigraphy dài hơn, thời gian ngủ thực ngắn hơn, AHI cao hơn, hiệu quả giấc ngủ PSG thấp hơn và vào giấc nhanh hơn trên nghiệm pháp đo độ trễ vào giấc nhiều lần (MSLT) (buồn ngủ ban ngày). | Chủ quan: khó vào giấc z = 9,38 (p < 0,001); chống đối giờ ngủ z = 6,94. Khách quan: độ trễ vào giấc actigraphy z = 3,44 (p = 0,001); AHI z = 3,47 (p = 0,001); MSLT z = 6,37 (p < 0,001) | Tổng quan | Phân tích gộp 16 nghiên cứu bệnh–chứng (1987–2008), 9 chỉ số chủ quan (cha mẹ báo cáo) và 15 chỉ số khách quan (actigraphy, PSG, MSLT); loại nghiên cứu có trẻ đang dùng thuốc hoặc có lo âu/trầm cảm đi kèm. Cỡ mẫu: 722 trẻ ADHD và 638 trẻ đối chứng | Cortese và cs., 2009 (tóm tắt) |
| b2-057 | Trong RCT ở 244 trẻ ADHD 5–12 tuổi có vấn đề giấc ngủ, một can thiệp giấc ngủ hành vi ngắn (2 buổi + 1 cuộc gọi) đi kèm giảm triệu chứng ADHD do cha mẹ chấm ở mức khiêm tốn so với chăm sóc thường quy, sau 3 và 6 tháng; giáo viên không thấy khác biệt về triệu chứng ADHD. | ADHD-RS IV: chênh −2,9 (KTC 95% −5,5 đến −0,3; p = 0,03; độ lớn hiệu ứng −0,3) ở 3 tháng; −3,7 (−6,1 đến −1,2; p = 0,004; ES −0,4) ở 6 tháng | Người | RCT song song 1:1 (phân tầng theo giới) tại 21 phòng khám nhi tổng quát ở bang Victoria (Úc); can thiệp giấc ngủ hành vi: 2 buổi gặp trực tiếp cách 2 tuần + 1 cuộc gọi theo dõi, do nhà tâm lý hoặc bác sĩ nhi đang đào tạo thực hiện; nhóm chứng: chăm sóc thường quy; cha mẹ biết nhóm (không mù), trí nhớ làm việc do người đánh giá mù đo; kết cục chính: triệu chứng ADHD do cha mẹ chấm (ADHD-RS IV); giấc ngủ: mức nặng vấn đề giấc ngủ do cha mẹ báo cáo, Children's Sleep Habits Questionnaire, actigraphy ở mẫu phụ; theo dõi 3 và 6 tháng. Cỡ mẫu: n = 244 trẻ 5–12 tuổi có ADHD và vấn đề giấc ngủ mức vừa–nặng (122 can thiệp, 122 chứng) | Hiscock và cs., 2015 |
| b2-058 | Cũng trong thử nghiệm này, tỉ lệ trẻ còn vấn đề giấc ngủ vừa–nặng (cha mẹ báo cáo) ở 3 tháng là 30% ở nhóm can thiệp so với 56% ở nhóm chứng; nhưng thời lượng ngủ đo bằng actigraphy chỉ tăng khoảng 10 phút và không có ý nghĩa thống kê. | Vấn đề giấc ngủ vừa–nặng: 30% so với 56% (3 tháng; aOR 0,30; giảm nguy cơ tuyệt đối 25,7%, KTC 95% 14,1–37,3%; NNT 3,9); 34% so với 46% (6 tháng; aOR 0,58; p = 0,07). Actigraphy: +10,9 phút (KTC 95% −19,0 đến 40,8) ở 3 tháng; +9,9 phút (−16,3 đến 36,1) ở 6 tháng | Người | RCT song song 1:1 (phân tầng theo giới) tại 21 phòng khám nhi tổng quát ở bang Victoria (Úc); can thiệp giấc ngủ hành vi: 2 buổi gặp trực tiếp cách 2 tuần + 1 cuộc gọi theo dõi, do nhà tâm lý hoặc bác sĩ nhi đang đào tạo thực hiện; nhóm chứng: chăm sóc thường quy; cha mẹ biết nhóm (không mù), trí nhớ làm việc do người đánh giá mù đo; kết cục chính: triệu chứng ADHD do cha mẹ chấm (ADHD-RS IV); giấc ngủ: mức nặng vấn đề giấc ngủ do cha mẹ báo cáo, Children's Sleep Habits Questionnaire, actigraphy ở mẫu phụ; theo dõi 3 và 6 tháng. Cỡ mẫu: n = 244 trẻ 5–12 tuổi có ADHD và vấn đề giấc ngủ mức vừa–nặng (122 can thiệp, 122 chứng); actigraphy: 54 trẻ (3 tháng), 37 trẻ (6 tháng) | Hiscock và cs., 2015 |
| b2-059 | Nhóm can thiệp còn có hành vi tốt hơn theo cả cha mẹ và giáo viên (độ lớn hiệu ứng nhỏ–vừa), chất lượng cuộc sống do cha mẹ chấm tốt hơn, và trí nhớ làm việc (đo mù) cao hơn ở mức biên sau 6 tháng. | SDQ cha mẹ ES −0,5 (3 tháng), −0,4 (6 tháng); SDQ giáo viên ES −0,3; PedsQL cha mẹ ES 0,7 (3 tháng), 0,4 (6 tháng); trí nhớ làm việc +5,2 (KTC 95% 0,03–10,4; p = 0,05) | Người | RCT song song 1:1 (phân tầng theo giới) tại 21 phòng khám nhi tổng quát ở bang Victoria (Úc); can thiệp giấc ngủ hành vi: 2 buổi gặp trực tiếp cách 2 tuần + 1 cuộc gọi theo dõi, do nhà tâm lý hoặc bác sĩ nhi đang đào tạo thực hiện; nhóm chứng: chăm sóc thường quy; cha mẹ biết nhóm (không mù), trí nhớ làm việc do người đánh giá mù đo; kết cục chính: triệu chứng ADHD do cha mẹ chấm (ADHD-RS IV); giấc ngủ: mức nặng vấn đề giấc ngủ do cha mẹ báo cáo, Children's Sleep Habits Questionnaire, actigraphy ở mẫu phụ; theo dõi 3 và 6 tháng. Cỡ mẫu: n = 244 trẻ 5–12 tuổi có ADHD và vấn đề giấc ngủ mức vừa–nặng (122 can thiệp, 122 chứng) | Hiscock và cs., 2015 |
| b2-060 | Phân tích gộp chỉ gồm nghiên cứu đa ký giấc ngủ thấy khác biệt giữa trẻ ADHD và trẻ đối chứng không có ý nghĩa thống kê về tổng thời gian ngủ, hiệu quả giấc ngủ, các giai đoạn ngủ hay AHI; khác biệt nhất quán duy nhất là cử động chi chu kỳ khi ngủ (periodic limb movements in sleep, PLMS) nhiều hơn, với độ lớn nhỏ. | PLMS d = 0,26 (KTC 95% 0,04–0,49); tổng thời gian ngủ d = 0,01; hiệu quả giấc ngủ d = 0,09; AHI d = 0,10; REM d = 0,04 (đều không có ý nghĩa) | Tổng quan | Phân tích gộp (Cohen's d, mô hình cố định/ngẫu nhiên) chỉ các nghiên cứu PSG; loại actigraphy và bảng hỏi. Cỡ mẫu: 12 mẫu từ 11 bài: 333 trẻ ADHD, 231 trẻ đối chứng | Sadeh và cs., 2006 |
| b2-061 | Ở trẻ mẫu giáo, nhóm tự kỷ có tổng thời gian ngủ 24 giờ (actigraphy) ít hơn nhóm chậm phát triển và nhóm phát triển điển hình; cha mẹ trẻ tự kỷ và chậm phát triển báo cáo nhiều vấn đề giấc ngủ hơn, nhưng báo cáo này không khớp với tiêu chí mất ngủ hành vi đo khách quan. | 68 trẻ tự kỷ, 57 chậm phát triển, 69 phát triển điển hình; đo 1 tuần | Người | Nghiên cứu cắt ngang so sánh 3 nhóm; actigraphy 1 tuần + bảng hỏi và nhận định của cha mẹ; đối chiếu vấn đề do cha mẹ nêu với tiêu chí nghiên cứu cho mất ngủ hành vi (behavioral insomnia) trên actigraphy. Cỡ mẫu: n = 194 trẻ tuổi mẫu giáo | Goodlin-Jones và cs., 2008 (tóm tắt) |
| b2-062 | Đo khách quan (actigraphy, PSG), trẻ và vị thành niên tự kỷ chưa dùng thuốc có độ trễ vào giấc dài hơn, hiệu quả giấc ngủ thấp hơn và tổng thời gian ngủ ngắn hơn trẻ phát triển điển hình, với độ lớn hiệu ứng mức vừa. | Độ trễ vào giấc g = 0,59 (KTC 95% 0,26–0,92); hiệu quả giấc ngủ g = −0,58 (−0,87 đến −0,28); thời gian nằm giường g = −0,64 (−1,02 đến −0,26); tổng thời gian ngủ g = −0,64 (−1,01 đến −0,27) | Tổng quan | Tổng quan hệ thống + phân tích gộp hiệu ứng ngẫu nhiên (Hedges' g) các nghiên cứu quan sát (PROSPERO CRD42021243881), tìm đến 22/3/2021; so sánh trẻ tự kỷ chưa dùng thuốc với trẻ phát triển điển hình; đo khách quan (actigraphy, PSG) và chủ quan (bảng hỏi); chất lượng theo Newcastle–Ottawa (trung vị 8). Cỡ mẫu: 16 nghiên cứu: 981 trẻ/vị thành niên tự kỷ, 1.220 trẻ phát triển điển hình | Kim và cs., 2023 (tóm tắt) |
| b2-063 | Theo báo cáo chủ quan, khác biệt lớn hơn đo khách quan: độ trễ vào giấc của trẻ tự kỷ dài hơn với độ lớn hiệu ứng g = 1,15 (so với 0,59 khi đo khách quan); khó vào và duy trì giấc ngủ, buồn ngủ ban ngày và đổ mồ hôi khi ngủ cũng nhiều hơn. | Độ trễ vào giấc (chủ quan) g = 1,15 (KTC 95% 0,72–1,58); khó vào/duy trì giấc g = 0,86 (0,39–1,33); buồn ngủ ban ngày g = 0,48 (0,26–0,71); đổ mồ hôi khi ngủ g = 0,48 (0,29–0,66) | Tổng quan | Tổng quan hệ thống + phân tích gộp hiệu ứng ngẫu nhiên (Hedges' g) các nghiên cứu quan sát (PROSPERO CRD42021243881), tìm đến 22/3/2021; so sánh trẻ tự kỷ chưa dùng thuốc với trẻ phát triển điển hình; đo khách quan (actigraphy, PSG) và chủ quan (bảng hỏi); chất lượng theo Newcastle–Ottawa (trung vị 8). Cỡ mẫu: 16 nghiên cứu: 981 trẻ/vị thành niên tự kỷ, 1.220 trẻ phát triển điển hình | Kim và cs., 2023 (tóm tắt) |
| b2-064 | Pha mở rộng nhãn mở 39 tuần sau một RCT mù đôi có giả dược 13 tuần (n = 125) về melatonin giải phóng kéo dài dạng nhi khoa ở trẻ tự kỷ mất ngủ: nhóm dùng thuốc từ đầu ngủ thêm trung bình khoảng 62 phút và vào giấc nhanh hơn khoảng 49 phút sau 52 tuần so với lúc đầu (nhật ký người chăm sóc); không có nhóm chứng trong pha mở rộng. | Tổng thời gian ngủ +62,08 phút (sai số chuẩn 21,5; p = 0,007); độ trễ vào giấc −48,6 phút (SE 10,21; p < 0,001); 77,9% có ít nhất một biến cố bất lợi, 17,9% được cho là liên quan thuốc (hay gặp: mệt 5,3%, thay đổi tâm trạng 3,2%) | Người | Pha mở rộng nhãn mở (không mù, không nhóm chứng) 39 tuần tiếp sau RCT mù đôi có giả dược 13 tuần; giấc ngủ đo bằng nhật ký giấc ngủ do người chăm sóc ghi (Sleep and Nap Diary); so sánh trong nhóm với lúc đầu. Cỡ mẫu: 95 trẻ 2–17,5 tuổi (trung bình 9), 74,7% nam; tự kỷ hoặc rối loạn di truyền thần kinh (Smith-Magenis); 72 trẻ có dữ liệu nhật ký hợp lệ | Maras và cs., 2018 |
| b2-065 | Số ca trẻ ≤ 19 tuổi uống melatonin được báo cho trung tâm chống độc Mỹ tăng 530% trong 10 năm; 83,8% là trẻ ≤ 5 tuổi và 94,3% là uống nhầm (không chủ ý). | 8.337 ca (2012) → 52.563 ca (2021); tổng 260.435 ca; 4.097 nhập viện (14,7% số ca được xử trí tại cơ sở y tế), 287 cần hồi sức tích cực (1,0%), 2 tử vong (trẻ < 2 tuổi) | Người | Phân tích hồi cứu Hệ thống Dữ liệu Chất độc Quốc gia (NPDS) của Hiệp hội Trung tâm Chống độc Mỹ: các ca đã đóng, chỉ một chất (melatonin), người ≤ 19 tuổi, 1/1/2012–31/12/2021. Cỡ mẫu: n = 260.435 ca | Lelak và cs., 2022 |
| b2-066 | Phân tích trong phòng thí nghiệm 25 sản phẩm kẹo dẻo melatonin bán ở Mỹ thấy lượng melatonin thực đo dao động 74–347% so với nhãn; chỉ 3/25 sản phẩm nằm trong ±10% so với nhãn, và một sản phẩm không có melatonin mà có cannabidiol (CBD). | 74–347% lượng ghi nhãn; 3/25 (12%) trong ±10%; 1 sản phẩm không có melatonin, có 31,3 mg CBD (nhận xét của nhóm biên tập: 22/25 sản phẩm lệch quá ±10%) | Người | Phân tích hoá học sản phẩm (định lượng melatonin, CBD, serotonin) — 30 thương hiệu xác định từ cơ sở dữ liệu nhãn thực phẩm chức năng NIH, mua trực tuyến, 25 sản phẩm đủ điều kiện. Cỡ mẫu: 25 sản phẩm | Cohen và cs., 2023 |
| b2-067 | Khuyến cáo sức khoẻ năm 2022 của Viện Hàn lâm Y học Giấc ngủ Hoa Kỳ (AASM) nêu rằng ở Mỹ melatonin là thực phẩm chức năng, không chịu giám sát của FDA như thuốc; hàm lượng thực có thể từ dưới một nửa đến hơn bốn lần nhãn; khuyến nghị cha mẹ trao đổi với nhân viên y tế nhi khoa trước khi cho trẻ dùng và cất giữ như thuốc, ngoài tầm tay trẻ. | Hàm lượng thực: từ < 0,5 lần đến > 4 lần nhãn (một nghiên cứu được dẫn) | Hướng dẫn, tiêu chuẩn | Khuyến cáo sức khoẻ (health advisory) do Ban Chấp hành AASM thông qua thay mặt Hội đồng quản trị. Cỡ mẫu: Không áp dụng | AASM, 2022 |
| b2-068 | Cơ quan Dược phẩm châu Âu (EMA) cấp phép năm 2018 một chế phẩm melatonin giải phóng kéo dài dạng nhi khoa cho mất ngủ ở trẻ 2–18 tuổi có tự kỷ và/hoặc rối loạn di truyền thần kinh có bất thường tiết melatonin và/hoặc thức giấc ban đêm, chỉ khi các biện pháp vệ sinh giấc ngủ không đủ; trang EMA còn liệt kê chỉ định cho trẻ 6–17 tuổi có ADHD với cùng điều kiện. Trong nghiên cứu chính 13 tuần, nhóm dùng thuốc ngủ thêm trung bình 51 phút/đêm so với 19 phút ở nhóm giả dược. | Tổng thời gian ngủ: +51 phút (thuốc) so với +19 phút (giả dược) (nhận xét của nhóm biên tập: chênh ≈ 32 phút); vào giấc sớm hơn 38 phút so với 13 phút; 36 trẻ có kèm ADHD trong cùng nghiên cứu: ngủ lâu hơn ≈ 33 phút so với giả dược | Hướng dẫn, tiêu chuẩn | Văn bản cơ quan quản lý (EPAR — báo cáo đánh giá công khai châu Âu), tóm tắt nghiên cứu chính: RCT mù đôi có giả dược 13 tuần. Cỡ mẫu: Nghiên cứu chính: 125 trẻ 2–17 tuổi (121 tự kỷ, 4 hội chứng Smith-Magenis), đều đã thử biện pháp vệ sinh giấc ngủ không thành công | EMA, 2018 |
| b2-069 | Khảo sát theo dõi những người từng tham gia một RCT melatonin khi 6–12 tuổi (Hà Lan, 2004–2007): khoảng 10 năm sau, 27,3% vẫn dùng (trung bình 10,8 năm); 31,3% tự nhận dậy thì muộn so với 17,0% ở một mẫu tham chiếu 16–19 tuổi; khác biệt chất lượng ngủ (PSQI, ISI) so với nhóm tham chiếu không có ý nghĩa thống kê. | Còn dùng 9/33 (27,3%); thời gian dùng trung bình 7,1 năm (chung) và 10,8 năm (người còn dùng); 39,3% khó ngủ khi ngừng (tạm thời); tự nhận dậy thì muộn 31,3% so với 17,0% | Người | Khảo sát trực tuyến theo dõi người từng tham gia RCT tìm liều (Meldos); so sánh với các nhóm tham chiếu cùng tuổi từ nghiên cứu dịch tễ đã công bố (không phải nhóm chứng ngẫu nhiên); chất lượng ngủ tự báo cáo (PSQI, ISI); dậy thì đánh giá bằng một câu tự báo cáo (không khám Tanner). Cỡ mẫu: 69 người được mời, 33 trả lời (47,8%), 32 đầy đủ; 6–12 tuổi lúc vào thử nghiệm | Zwart và cs., 2018 |
| b2-070 | Ở Đan Mạch 2012–2019, tỉ lệ người 0–24 tuổi dùng melatonin kê đơn tăng từ 4,6 lên 10,3/1.000 (nhận xét của nhóm biên tập: khoảng 2,2 lần); khoảng một nửa người dùng có chẩn đoán tâm thần trong vòng ±12 tháng quanh đơn đầu (lo âu 25%, ADHD 14%, tự kỷ 13% trên mọi lứa tuổi). | Tỉ lệ hiện dùng 4,6 → 10,3/1.000; tỉ lệ mới dùng 2,4 → 3,9/1.000 người-năm; có chẩn đoán tâm thần 50,1% (2012) và 54,2% (2017) | Người | Nghiên cứu sử dụng thuốc dựa trên sổ đăng ký toàn quốc Đan Mạch (đơn thuốc, bệnh nhân, bảo hiểm y tế), 2012–2019; melatonin ở Đan Mạch là thuốc kê đơn. Cỡ mẫu: 43.652 người dùng melatonin 0–24 tuổi (trung vị 16 tuổi) | Bliddal và cs., 2022 |
| b2-071 | Trẻ nhỏ dùng melatonin lâu hơn so với người dùng lớn tuổi hơn: một năm sau khi bắt đầu, 63% trẻ 5–9 tuổi và 51% trẻ 10–13 tuổi vẫn còn dùng (không tính quãng nghỉ), so với 29% ở toàn bộ người dùng 0–24 tuổi. | Còn dùng sau 1 năm (không tính quãng nghỉ): 63% (5–9 tuổi), 51% (10–13 tuổi), 29% (chung); dùng liên tục sau 1 năm: 17% (5–9 tuổi), 14% (10–13 tuổi); 53% người bắt đầu năm 2019 không lấy đơn thứ hai trong 6 tháng | Người | Nghiên cứu sử dụng thuốc dựa trên sổ đăng ký toàn quốc Đan Mạch (đơn thuốc, bệnh nhân, bảo hiểm y tế), 2012–2019; melatonin ở Đan Mạch là thuốc kê đơn. Cỡ mẫu: 43.652 người dùng melatonin 0–24 tuổi (trung vị 16 tuổi) | Bliddal và cs., 2022 |
Dùng ở chương: Ngủ ít với cân nặng, học tập và hành vi: hiệu ứng lớn đến đâu#
| Mã | Dữ kiện | Giá trị | Loại | Phương pháp, cỡ mẫu | Nguồn |
|---|---|---|---|---|---|
| b2-030 | Trong phân tích gộp các thuần tập tiến cứu, trẻ ngủ ngắn đi kèm nguy cơ thừa cân/béo phì về sau cao hơn khoảng 58%; nhóm tuổi 9 đến dưới 12 có ước lượng cao nhất. | RR chung 1,58 (KTC 95% 1,35–1,85; I² = 92%); 0 đến < 3 tuổi 1,40 (1,19–1,65); 3 đến < 9 tuổi 1,57 (1,40–1,76; I² = 23%); 9 đến < 12 tuổi 2,23 (2,18–2,27; I² = 0%); 12–18 tuổi 1,30 (1,11–1,53) | Tổng quan | Tổng quan hệ thống + phân tích gộp hiệu ứng ngẫu nhiên các nghiên cứu tiến cứu theo dõi ≥ 1 năm (tìm đến 25/9/2017); giấc ngủ chủ yếu do cha mẹ/trẻ tự báo cáo (bảng hỏi, nhật ký), 1 nghiên cứu PSG, 3 gia tốc kế; biến hiệu chỉnh khác nhau giữa nghiên cứu (tuổi, giới, dân tộc, thu nhập, học vấn cha mẹ, BMI, vận động). Cỡ mẫu: 42 nghiên cứu (63 thuần tập); phân tích thừa cân/béo phì gồm n = 75.499 người ở 9 nước | Miller và cs., 2018 |
| b2-031 | Mỗi giờ ngủ thêm đi kèm BMI z-score thấp hơn rất ít (−0,03); liên quan có ý nghĩa ở nhũ nhi và trẻ nhỏ nhưng không có ý nghĩa ở tuổi 9–12 và vị thành niên. | Chênh BMI z-score −0,03 mỗi giờ ngủ thêm (KTC 95% −0,04 đến −0,01; I² = 54%); BMI −0,03 kg/m² mỗi giờ (−0,04 đến −0,01; I² = 80%) | Tổng quan | Tổng quan hệ thống + phân tích gộp hiệu ứng ngẫu nhiên các nghiên cứu tiến cứu theo dõi ≥ 1 năm (tìm đến 25/9/2017); giấc ngủ chủ yếu do cha mẹ/trẻ tự báo cáo (bảng hỏi, nhật ký), 1 nghiên cứu PSG, 3 gia tốc kế; biến hiệu chỉnh khác nhau giữa nghiên cứu (tuổi, giới, dân tộc, thu nhập, học vấn cha mẹ, BMI, vận động). Cỡ mẫu: 42 nghiên cứu (63 thuần tập) | Miller và cs., 2018 |
| b2-032 | Một phân tích gộp khác (11 nghiên cứu dọc) dùng khuyến nghị của Sleep Health Foundation làm mốc thấy trẻ và thanh thiếu niên ngủ ngắn đi kèm tỉ số chênh thừa cân/béo phì về sau cao hơn so với trẻ ngủ dài (OR 2,15). | OR 2,15 (KTC 95% 1,64–2,81) | Tổng quan | Tổng quan hệ thống 22 nghiên cứu dọc + phân tích gộp hiệu chỉnh thiên lệch (bias-adjusted) 11 nghiên cứu; tìm đến 5/2014; "ngủ ngắn" định nghĩa theo khuyến nghị Sleep Health Foundation; so sánh ngủ ngắn với ngủ dài. Cỡ mẫu: 11 nghiên cứu dọc, n = 24.821 người | Fatima và cs., 2015 (tóm tắt) |
| b2-033 | Trong thực nghiệm chéo ở trẻ 8–11 tuổi, tuần ngủ ít (actigraphy chênh khoảng 2 giờ 21 phút/đêm so với tuần ngủ nhiều) đi kèm trẻ ăn nhiều hơn khoảng 134 kcal/ngày và nặng hơn khoảng 0,22 kg sau một tuần. | Chênh giấc ngủ 141 phút/đêm (KTC 95% 133–148); năng lượng +134 kcal/ngày (p = 0,038); cân nặng +0,22 kg | Người | Thực nghiệm chéo ngẫu nhiên trong cùng đối tượng: sau tuần ngủ thường lệ, mỗi trẻ có 1 tuần tăng và 1 tuần giảm thời gian nằm giường 1,5 giờ/đêm (chênh 3 giờ; thứ tự ngẫu nhiên; đổi giờ đi ngủ, giữ giờ dậy; không ngủ trưa); giấc ngủ đo bằng actigraphy + nhật ký; ăn uống đo bằng 3 lần hỏi khẩu phần 24 giờ mỗi tuần. Cỡ mẫu: 39 trẻ 8–11 tuổi đăng ký, 37 hoàn thành (tuổi trung bình 9,6), Mỹ | Hart và cs., 2022 |
| b2-034 | Phân tích thứ cấp cùng thực nghiệm: khi ngủ ít do lùi giờ đi ngủ, trẻ ăn thêm khoảng 132 kcal sau 20:00; tỉ lệ trẻ có ăn sau 20:00 tăng từ 11,1% lên 75,0%, và đồ uống có đường tăng khoảng 35 kcal/ngày. | Ăn sau 20:00: +132 kcal (p < 0,001); trẻ có ăn sau 20:00: 11,1% → 75,0%; đồ uống có đường 94 → 129 kcal/ngày (p = 0,033); đồ ăn vặt giàu năng lượng cả ngày: khác biệt không có ý nghĩa thống kê (p = 0,485) | Người | Thực nghiệm chéo ngẫu nhiên trong cùng đối tượng: sau tuần ngủ thường lệ, mỗi trẻ có 1 tuần tăng và 1 tuần giảm thời gian nằm giường 1,5 giờ/đêm (chênh 3 giờ; thứ tự ngẫu nhiên; đổi giờ đi ngủ, giữ giờ dậy; không ngủ trưa); giấc ngủ đo bằng actigraphy + nhật ký; ăn uống đo bằng 3 lần hỏi khẩu phần 24 giờ mỗi tuần. Cỡ mẫu: 39 trẻ 8–11 tuổi đăng ký, 37 hoàn thành (tuổi trung bình 9,6), Mỹ | Hart và cs., 2022 |
| b2-035 | Ở trẻ khoẻ mạnh 5–12 tuổi, ngủ dài hơn đi kèm kết quả nhận thức và học tập tốt hơn nhưng ở mức tương quan rất nhỏ; không thấy liên quan với trí thông minh, chú ý duy trì và trí nhớ. | Nhận thức chung r = 0,08 (KTC 95% 0,06–0,10); chức năng điều hành r = 0,07 (0,02–0,13); nhiệm vụ đa lĩnh vực r = 0,10 (0,05–0,16); kết quả học tập r = 0,09 (0,06–0,12); trí thông minh: không có ý nghĩa | Tổng quan | Phân tích gộp 86 nghiên cứu (tổng hợp nghiên cứu trong một thế kỷ) ở trẻ khoẻ mạnh 5–12 tuổi; hệ số tương quan r; thời lượng ngủ đo theo nhiều cách (tự báo cáo, cha mẹ báo cáo, đo khách quan). Cỡ mẫu: 86 nghiên cứu, n = 35.936 trẻ 5–12 tuổi | Astill và cs., 2012 (tóm tắt) |
| b2-036 | Ngủ ngắn hơn đi kèm nhiều vấn đề hành vi hơn ở trẻ 5–12 tuổi, cả hướng nội (lo âu, buồn) lẫn hướng ngoại (quấy phá), với độ lớn tương quan nhỏ. | Vấn đề hành vi chung r = 0,09 (KTC 95% 0,07–0,11); hướng nội r = 0,09 (0,06–0,12); hướng ngoại r = 0,08 (0,06–0,11) | Tổng quan | Phân tích gộp 86 nghiên cứu (tổng hợp nghiên cứu trong một thế kỷ) ở trẻ khoẻ mạnh 5–12 tuổi; hệ số tương quan r; thời lượng ngủ đo theo nhiều cách (tự báo cáo, cha mẹ báo cáo, đo khách quan). Cỡ mẫu: 86 nghiên cứu, n = 35.936 trẻ 5–12 tuổi | Astill và cs., 2012 (tóm tắt) |
| b2-037 | Trong thử nghiệm ngẫu nhiên ở trẻ 7–11 tuổi, rút ngắn giấc ngủ khoảng 54 phút mỗi đêm trong 5 đêm đi kèm giáo viên (không biết nhóm) chấm điểm dễ xúc động và bồn chồn–bốc đồng xấu đi; kéo dài khoảng 27 phút đi kèm cải thiện. | Actigraphy: nhóm rút ngắn 556,71 → 502,35 phút; nhóm kéo dài 558,46 → 585,82 phút. CGI-T (điểm T) nhóm rút ngắn: dễ xúc động 47,93 → 51,5; bồn chồn–bốc đồng 51,94 → 55,06; nhóm kéo dài: 50,33 → 47,33 và 49,94 → 47,05 | Người | Thử nghiệm ngẫu nhiên song song 1:1: kéo dài hoặc rút ngắn 1 giờ so với giờ ngủ thường lệ trong 5 đêm ngày thường liên tiếp; giấc ngủ đo bằng actigraphy tại nhà; kết cục: giáo viên chấm Conners' Global Index–Teachers (CGI-T), giáo viên không biết nhóm (làm mù). Cỡ mẫu: 34 trẻ phát triển điển hình 7–11 tuổi được phân ngẫu nhiên, 33 trẻ được phân tích (17 kéo dài, 16 rút ngắn); Montréal, Canada; không gồm trẻ ADHD | Gruber và cs., 2012 |
Viết tắt trong trang
- AAP
- Viện Hàn lâm Nhi khoa Hoa Kỳ (American Academy of Pediatrics)
- AASM
- Viện Hàn lâm Y học Giấc ngủ Hoa Kỳ (American Academy of Sleep Medicine)
- AHI
- chỉ số ngưng thở–giảm thở (apnea–hypopnea index)
- aOR
- tỉ số chênh hiệu chỉnh (adjusted odds ratio)
- BMI
- chỉ số khối cơ thể (body mass index)
- CPAP
- thở áp lực dương liên tục (continuous positive airway pressure)
- EEG
- điện não đồ (electroencephalography)
- FDA
- Cục Quản lý Thực phẩm và Dược phẩm Hoa Kỳ (Food and Drug Administration)
- GRADE
- khung chấm độ chắc chắn của bằng chứng (Grading of Recommendations Assessment, Development and Evaluation)
- ISI
- chỉ số mức độ mất ngủ (Insomnia Severity Index)
- KTC
- khoảng tin cậy (confidence interval, CI)
- MSLT
- nghiệm pháp đo độ trễ vào giấc nhiều lần (multiple sleep latency test)
- NIH
- Viện Y tế Quốc gia Mỹ (National Institutes of Health)
- NNT
- số người cần can thiệp để có thêm một người hưởng lợi (number needed to treat)
- OR
- tỉ số chênh (odds ratio)
- PRISMA
- chuẩn báo cáo tổng quan hệ thống và phân tích gộp (Preferred Reporting Items for Systematic Reviews and Meta-Analyses)
- PSG
- đa ký giấc ngủ (polysomnography)
- PSQI
- chỉ số chất lượng giấc ngủ Pittsburgh (Pittsburgh Sleep Quality Index)
- RCT
- thử nghiệm ngẫu nhiên có đối chứng (randomized controlled trial)
- REM
- giấc ngủ cử động mắt nhanh (rapid eye movement)
- RLS
- hội chứng chân không yên (restless legs syndrome)
- RR
- tỉ số nguy cơ, còn gọi là nguy cơ tương đối (risk ratio, relative risk)
Cách trích dẫn trang này
Ban biên tập giacngungon.vn (2026). Phụ lục B. Dữ kiện: trẻ mẫu giáo và tuổi tiểu học (2–12 tuổi). Trong: Tập 14 — Giấc ngủ trẻ em và vị thành niên: từ sơ sinh đến 18 tuổi. giacngungon.vn. https://giacngungon.vn/nghien-cuu/giac-ngu-tre-em-va-vi-thanh-nien/phu-luc-b-du-kien-b2/