Dịch tễ học giấc ngủ

Chương này hỏi: bao nhiêu người mất ngủ, ngủ ngắn hay ngưng thở khi ngủ — trên thế giới, ở châu Á và ở Việt Nam — và bao nhiêu giờ ngủ là "đủ". Câu trả lời ngắn là: con số nào cũng phụ thuộc vào định nghĩa, công cụ và quần thể đến mức hai con số đặt cạnh nhau thường không so được. Tỉ lệ mất ngủ dao động từ khoảng 6% đến khoảng một phần ba dân số tuỳ ta đếm chẩn đoán hay đếm triệu chứng; tỉ lệ ngưng thở tắc nghẽn trong dân số chung dao động nhiều lần tuỳ định nghĩa giảm thở và thiết bị đo. Ở Việt Nam, chúng tôi chưa tìm được số liệu dân số chung về ngủ ngắn hay mất ngủ theo tiêu chuẩn chẩn đoán; dữ liệu hiện có chủ yếu đến từ các nhóm đặc thù và dùng PSQI. Về thời lượng ngủ, các khuyến nghị lớn đồng ý ở mốc 7 giờ cho người trưởng thành nhưng khác nhau ở giới hạn trên, và đường cong thời lượng ngủ–tử vong hình chữ J dựa trên giấc ngủ tự khai trong các nghiên cứu quan sát.

Mất ngủ và ngủ ngắn: định nghĩa quyết định con số#

Mất ngủ#

Tỉ lệ mất ngủ phụ thuộc trước hết vào việc đếm triệu chứng hay đếm chẩn đoán: theo tổng quan của Ohayon, khoảng một phần ba dân số có ít nhất một triệu chứng mất ngủ, nhưng chỉ khoảng 6% đạt chẩn đoán mất ngủ theo DSM-IV (Ohayon, 2002). Chương 4 trình bày chi tiết các tầng định nghĩa này cùng phân tích gộp mới nhất về rối loạn mất ngủ; ở đây chúng tôi chỉ bổ sung dữ liệu châu Á và ngủ ngắn.

Ở châu Á, phân tích gộp 17 nghiên cứu với 115.988 người ở Trung Quốc cho tỉ lệ mất ngủ gộp trong dân số chung 15,0% (KTC 95% 12,1–18,5%), và tỉ lệ này phụ thuộc đáng kể vào công cụ đánh giá (Cao và cs., 2017). Một phát hiện đáng chú ý: các nghiên cứu có tuổi trung bình < 43,7 cho tỉ lệ 20,4%, cao hơn các nghiên cứu ở nhóm lớn tuổi hơn (11,6%); không có khác biệt theo giới (Cao và cs., 2017). Điều này ngược với nhận định phổ biến rằng mất ngủ tăng theo tuổi. Lý do khả dĩ là đây là phân tích phân nhóm giữa các nghiên cứu, không phải so sánh trong cùng một nghiên cứu: các nghiên cứu ở người trẻ có thể dùng công cụ khác các nghiên cứu ở người lớn tuổi. Không nên đọc kết quả này như bằng chứng rằng người trẻ Trung Quốc mất ngủ nhiều hơn người già.

Con số 15,0% của Trung Quốc và 6% chẩn đoán DSM-IV của Ohayon cũng không mâu thuẫn theo nghĩa sinh học: chúng khác định nghĩa (triệu chứng hay chẩn đoán) và khác công cụ.

Ngủ ngắn#

Dữ liệu dân số lớn nhất mà chúng tôi có là Hệ thống giám sát yếu tố nguy cơ hành vi (BRFSS) của Mỹ năm 2014, khảo sát qua điện thoại 444.306 người. Có 65,2% tự báo ngủ ≥ 7 giờ trong 24 giờ, tức khoảng 34,8% ngủ ngắn theo phép trừ của chúng tôi; tỉ lệ chuẩn hoá theo tuổi là 64,9%. Tỉ lệ ngủ đủ dao động theo bang từ 56,1% (Hawaii) đến 71,6% (South Dakota) (Liu và cs., 2016). Chính báo cáo nêu giới hạn: thời lượng ngủ là tự báo cáo, không được xác nhận bằng actigraphy hay đo khách quan (Liu và cs., 2016). Như chương 2 đã trình bày, giấc ngủ tự khai thường cao hơn giấc ngủ đo được, và lệch nhiều hơn ở người ngủ ngắn (Lauderdale và cs., 2008); theo suy luận của chúng tôi SL, nếu kiểu sai lệch này cũng có trong mẫu BRFSS thì tỉ lệ ngủ ngắn đo khách quan có thể còn cao hơn con số tự báo cáo.

Chúng tôi chưa thu thập được tỉ lệ ngủ ngắn đo bằng dụng cụ khách quan ở các nước châu Á (Nhật, Hàn, Trung Quốc), và chưa tìm được số liệu dân số chung Việt Nam về tỉ lệ ngủ dưới 7 giờ.

Ngưng thở tắc nghẽn khi ngủ: thế giới, châu Á, Việt Nam#

Một khoảng dao động rất rộng#

Tổng quan hệ thống 24 nghiên cứu dân số chung cho thấy tỉ lệ ngưng thở tắc nghẽn khi ngủ (obstructive sleep apnea, OSA) với AHI ≥ 5 dao động 9–38%, với AHI ≥ 15 là 6–17%; nhóm tác giả cho rằng biến thiên lớn chủ yếu do khác biệt phương pháp (Senaratna và cs., 2017). Hai nghiên cứu dân số gần đây hơn cho con số cao hơn nhiều. Nghiên cứu HypnoLaus ở Lausanne, Thuỵ Sĩ, làm đa ký giấc ngủ (PSG) tại nhà cho 2.121 người và ghi nhận rối loạn hô hấp khi ngủ vừa–nặng (≥ 15 biến cố/giờ) ở 23,4% nữ và 49,7% nam; tác giả cho rằng một phần do kỹ thuật ghi và tiêu chí chấm nhạy hơn (Heinzer và cs., 2015). Ở Singapore, mẫu 242 người (từ một đoàn hệ 2.329 người, dân số đa sắc tộc châu Á) được đo bằng thiết bị type 3 tại nhà cho tỉ lệ AHI ≥ 15 là 30,5%; 91,0% người có AHI ≥ 15 chưa từng được chẩn đoán (Tan và cs., 2016).

Ở cấp toàn cầu, con số "936 triệu người" thường được trích là một ước tính mô hình do ResMed — một nhà sản xuất máy áp lực dương — tài trợ, không phải số đo (Benjafield và cs., 2019); chương 7 trình bày phương pháp ngoại suy, xung đột lợi ích và giới hạn của mô hình này.

Con số Việt Nam#

Nghiên cứu tiến cứu đa trung tâm ở Việt Nam công bố năm 2018 phát 750 bảng hỏi, thu 667 bảng hợp lệ (tuổi trung bình 44 ± 12, BMI trung bình 21,6 ± 5,2). Người có triệu chứng gợi ý được sàng lọc bằng thiết bị RU Sleeping, và chỉ những người có chỉ số biến cố hô hấp > 10/giờ (hoặc > 25 trong một giờ) mới được làm đa ký hô hấp hoặc PSG — tổng cộng 93 người. OSA với AHI > 5 được ghi nhận ở 57 người (8,5% của 667) và AHI > 15 ở 35 người (5,2%) (Duong-Quy và cs., 2018).

Con số 5,2% thấp hơn rất nhiều so với 30,5% ở Singapore hay 49,7% ở nam giới Lausanne. Trước khi kết luận người Việt ít ngưng thở hơn, cần xem các khác biệt về phương pháp:

Nguyên nhân khả dĩ của khoảng cách, theo tổng hợp mâu thuẫn của chúng tôi:

• Thiết kế hai bước. Nghiên cứu Việt Nam chỉ đo 93 trong 667 người — những người có triệu chứng và sàng lọc dương tính — nhưng tính tỉ lệ trên toàn bộ 667. Người sàng lọc âm tính không được đo, nên mọi trường hợp OSA bị bỏ sót ở bước sàng lọc đều bị tính là không bệnh. Con số vì vậy là ước tính tối thiểu.
• Quần thể. Tóm tắt không mô tả cách tuyển 750 người; có thể đó không phải mẫu dân số ngẫu nhiên.
• Thiết bị và định nghĩa giảm thở. Như chương 1 đã trình bày, trên cùng bản ghi, AHI theo định nghĩa "khuyến nghị" AASM 2007 (giảm bão hoà ≥ 4%) chỉ bằng khoảng 30% AHI theo tiêu chí Chicago (Ruehland và cs., 2009); tóm tắt các nghiên cứu trên không cho phép đối chiếu định nghĩa giảm thở của từng nghiên cứu.
• Thể trạng. BMI trung bình của mẫu Việt Nam là 21,6. Theo suy luận của chúng tôi SL, khác biệt BMI có thể đóng góp một phần, nhưng không đủ để giải thích toàn bộ khoảng cách khi các yếu tố phương pháp trên còn chưa được tách ra.

Kết luận thận trọng nhất là: chúng tôi chưa có ước tính tỉ lệ OSA dân số chung ở Việt Nam đủ để so trực tiếp với Singapore hay châu Âu.

Các nhóm đặc thù ở Việt Nam#

Ở bệnh nhân bệnh phổi tắc nghẽn mạn tính (COPD) tại 4 cơ sở (Bệnh viện Nhân dân Gia Định, Bệnh viện Bạch Mai, Phòng khám Phổi Việt, Cao đẳng Y tế Lâm Đồng), 42,1% trong 278 người có OSA (AHI ≥ 15, tức 117 người) khi đo bằng thiết bị type 3 (Le và Hoang, 2024). Ở 524 trẻ 6–12 tuổi có rối loạn tăng động giảm chú ý (ADHD) tại Bệnh viện Nhi Trung ương, tỉ lệ OSA là 23,3% khi đo bằng đa ký hô hấp, với ngưỡng nhi khoa AHI ≥ 1/giờ — không so trực tiếp được với tỉ lệ ở người lớn (Nguyen-Thi-Phuong và cs., 2025). Ở nhân viên y tế, nghiên cứu Sohew chỉ cho được một giới hạn dưới vì thiết kế sàng lọc; chương 7 phân tích mẫu số của nghiên cứu này.

Việt Nam: đặt các con số cạnh nhau#

Bảng dưới gom các nghiên cứu Việt Nam về giấc ngủ mà chúng tôi đã kiểm chứng. Mục đích không phải để người đọc chọn một con số "đại diện", mà để thấy vì sao không có con số nào như vậy.

Một vài nhận xét về bảng:

Ba nghiên cứu sinh viên y cho ba con số khác nhau (36,6%, khoảng 50,3%, 45,8%), và khác biệt không giải thích được bằng ngưỡng. Đáng chú ý là nghiên cứu có tỉ lệ thấp nhất lại dùng ngưỡng rộng hơn (≥ 5), tức đáng lẽ phải cho tỉ lệ cao hơn nếu mọi thứ khác như nhau. Nguyên nhân khả dĩ là thời điểm (trước hay trong đại dịch), cách lấy mẫu (nghiên cứu toàn quốc lấy mẫu trực tuyến kiểu quả bóng tuyết; nghiên cứu năm 2021 có tỉ lệ đáp ứng chỉ 32,18%, dễ thiên lệch về người có vấn đề giấc ngủ; nghiên cứu Đà Nẵng gần như bao trùm cả khoá) và tỉ lệ sinh viên lâm sàng trong mẫu — ở Đà Nẵng, sinh viên lâm sàng có tỉ lệ ngủ kém 51,8% so với 40,0% ở sinh viên tiền lâm sàng (Truong và cs., 2025). Con số khoảng 50,3% là phép trừ từ 49,73% ngủ tốt (Tran và cs., 2023).

"Ngủ kém theo PSQI" không phải "mất ngủ". PSQI đo chất lượng giấc ngủ chủ quan; ngưỡng của nó được thẩm định ở Việt Nam với một chuẩn đối chiếu tự báo cáo, không phải chẩn đoán lâm sàng (chương 2). Không con số nào trong các dòng PSQI ở trên tương đương với "tỉ lệ mất ngủ" theo ICSD hay DSM.

Các nhóm bệnh nhân không đại diện cho dân số chung. Tỉ lệ 90,9% ở bệnh nhân Parkinson (trong đó mất ngủ 76,2% và hội chứng chân không yên 56,2%) hay 58,5% ở bệnh nhân ung thư nội trú (thời lượng ngủ trung bình 5,4 giờ, tiềm thời ngủ 1 giờ) phản ánh gánh nặng bệnh nền (Tam và cs., 2024; Pham và cs., 2024).

Hai nghiên cứu khác cho thông tin về thời lượng ngủ ở người Việt, cả hai đều phải đọc thận trọng. Ở 100 nhân viên y tế tình nguyện tại bệnh viện dã chiến COVID-19 (chủ yếu sinh viên y trẻ, 86% nữ), thời gian ngủ tự báo trung bình là 7,78 giờ trước, 5,71 giờ trong đợt làm việc tuyến đầu và 8,78 giờ trong thời gian cách ly sau đó (Duong-Quy và cs., 2022) — dữ liệu tự báo cáo, cắt ngang, trên một nhóm nhỏ. Trong một nghiên cứu bệnh–chứng ghép cặp ở Hà Nội (870 ca và 870 chứng, rút từ một chương trình sàng lọc người ≥ 40 tuổi), ngủ ngắn (≤ 6 giờ/ngày) so với 7–8 giờ liên quan với u tuyến đại trực tràng với OR 1,48 (KTC 95% 1,12–1,97) (Tran và cs., 2023). Thiết kế bệnh–chứng không cho phép suy ra nhân quả, và tóm tắt không nêu cách thu thập thời lượng ngủ.

Bao nhiêu giờ ngủ là đủ: các khuyến nghị và cách chúng được làm ra#

Hai khuyến nghị thời lượng ngủ cho người lớn được trích dẫn nhiều nhất đều ra năm 2015, và chúng khác nhau theo những cách có ý nghĩa.

Đồng thuận chung của AASM và Hội Nghiên cứu Giấc ngủ (Sleep Research Society, SRS) khuyến nghị người lớn 18–60 tuổi nên ngủ đều đặn từ 7 giờ trở lên mỗi đêm (Watson và cs., 2015). Hội đồng 15 chuyên gia dùng phương pháp đồng thuận RAND cải biên (modified RAND Appropriateness Method): nhiều vòng xem xét bằng chứng, thảo luận và bỏ phiếu; tìm kiếm y văn cho ra 5.314 bài báo, xét 9 lĩnh vực sức khoẻ (tổng quát, tim mạch, chuyển hoá, tâm thần, miễn dịch, hiệu suất, ung thư, đau, tử vong). Văn bản không nêu số vòng bỏ phiếu cụ thể. Đồng thuận này không đặt trần: ngủ hơn 9 giờ/đêm đều đặn có thể phù hợp với người trẻ tuổi, người đang bù nợ ngủ và người đang ốm; với những người khác, hội đồng chưa chắc chắn ngủ > 9 giờ có liên quan đến nguy cơ sức khoẻ (Watson và cs., 2015).

Quỹ Giấc ngủ Quốc gia Hoa Kỳ (National Sleep Foundation, NSF) dùng hội đồng 18 thành viên đại diện 12 tổ chức, phương pháp RAND/UCLA, và khuyến nghị 7–9 giờ cho người trẻ và người trưởng thành, 7–8 giờ cho người cao tuổi (Hirshkowitz và cs., 2015).

Khác biệt về giới hạn trên có thể đến từ phạm vi tuổi (AASM/SRS không xét người trên 60 tuổi), phương pháp đồng thuận, thành phần hội đồng và cách xử lý bằng chứng về ngủ dài. Cần nhấn mạnh rằng cả hai đều là đồng thuận chuyên gia dựa trên đánh giá bằng chứng, không phải kết quả của một thử nghiệm phân nhóm người ngủ 7 giờ và người ngủ 9 giờ. Người đọc thấy con số "7–9 giờ" nên biết nó là của NSF; khuyến nghị của AASM/SRS chỉ là "từ 7 giờ trở lên" và chỉ cho người 18–60 tuổi.

Thời lượng ngủ và tử vong#

Đường cong hình chữ J#

Phân tích gộp của Cappuccio và cộng sự gồm 16 nghiên cứu (27 đoàn hệ; 1.382.999 người; 112.566 ca tử vong). So với nhóm tham chiếu, ngủ ngắn liên quan với nguy cơ tử vong tăng (RR 1,12; KTC 95% 1,06–1,18) và ngủ dài liên quan với RR 1,30 (1,22–1,38) (Cappuccio và cs., 2010). Phân tích gộp liều–đáp ứng năm 2017 cho thấy nguy cơ thấp nhất ở khoảng 7 giờ/ngày; dưới 7 giờ, mỗi giờ giảm đi kèm RR tử vong toàn nhân 1,06 (1,04–1,07); trên 7 giờ, mỗi giờ tăng đi kèm RR 1,13 (1,11–1,15) — đường cong hình chữ J hoặc chữ U (Yin và cs., 2017).

Giới hạn khi đọc đường cong#

Có ít nhất ba giới hạn, mà các khuyến nghị ở mục trên cũng phải đối mặt.

Thứ nhất, đây là liên quan, không phải nhân quả. Các đoàn hệ là nghiên cứu quan sát. Theo suy luận của chúng tôi SL, nhánh "ngủ dài" đặc biệt dễ bị nhiễu bởi bệnh nền: người đang ốm có thể ngủ nhiều hơn và cũng có nguy cơ tử vong cao hơn. Đồng thuận AASM/SRS phản ánh chính sự thận trọng này khi không kết luận về nguy cơ của ngủ > 9 giờ (Watson và cs., 2015).

Thứ hai, thời lượng ngủ là tự khai. Trong phân tích của Cappuccio, thời lượng ngủ được đo bằng bảng hỏi và kết cục xác định qua giấy chứng tử (Cappuccio và cs., 2010). Như đã nêu ở mục ngủ ngắn, giấc ngủ tự khai thường cao hơn giấc ngủ đo bằng actigraphy và lệch nhiều nhất ở người ngủ ngắn (Lauderdale và cs., 2008; chương 2). Vì vậy "đáy ở khoảng 7 giờ" là 7 giờ tự khai; chúng tôi chưa có nguồn cho biết đáy đó tương ứng với bao nhiêu giờ ngủ đo khách quan.

Thứ ba, độ lớn liên quan khiêm tốn. RR 1,06 cho mỗi giờ ngủ ít đi là một mức tăng nguy cơ tương đối nhỏ, ước tính ở cấp quần thể từ dữ liệu quan sát. Theo suy luận của chúng tôi SL, khi truyền thông cho công chúng nên trình bày đúng như vậy — một nguy cơ tương đối trong nghiên cứu quan sát — thay vì như một ngưỡng an toàn hay nguy hiểm cho từng người.

Điều chưa biết#

• Việt Nam thiếu số liệu dân số chung. Chúng tôi chưa tìm được số liệu dân số chung Việt Nam về tỉ lệ ngủ ngắn (< 7 giờ) hay mất ngủ theo tiêu chuẩn chẩn đoán; nghiên cứu hiện có chủ yếu ở nhóm đặc thù (sinh viên, nhân viên y tế, bệnh nhân) và dùng PSQI.
• Ước tính Benjafield 2019 cho riêng Việt Nam nằm trong phụ lục mà chúng tôi chưa đọc được.
• Ngủ ngắn đo khách quan ở châu Á (Nhật, Hàn, Trung Quốc): chưa được thu thập trong lượt tổng hợp này.
• Tỉ lệ OSA dân số chung ở Việt Nam với mọi người tham gia đều được đo và định nghĩa giảm thở được nêu rõ: chúng tôi chưa tìm được nghiên cứu như vậy.
• Phần lớn dữ kiện trong chương này được đọc ở mức tóm tắt (qua PubMed), chưa phải toàn văn.