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

Hai phần dưới đây là phần trung thực nhất của tập. 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.

Phân loại, đo lường và dịch tễ học#

Mâu thuẫn giữa các nguồn#

• Số nhóm chính trong ICSD-3/ICSD-3-TR. Mục lục ICSD-3-TR và Sateia 2014 nêu 7 phần/nhóm chính (tính cả 'Other Sleep Disorder'), còn trang giới thiệu AASM chỉ liệt kê 6 nhóm có chẩn đoán cụ thể. Khác nhau ở việc có tính phần 'Other Sleep Disorder' (không có chẩn đoán con) hay không. (dữ kiện b4-002, b4-003, b4-004)
• Ngưỡng PSQI để định nghĩa 'ngủ kém'. Ngưỡng gốc của Buysse 1989 là > 5 (tức ≥ 6); nghiên cứu thẩm định tiếng Việt 2024 chọn ≥ 5 ở phần Kết quả nhưng tóm tắt lại ghi 'above 5', và chuẩn đối chiếu là tiêu chí tự báo cáo, không phải PSG; các nghiên cứu Việt Nam dùng lẫn ≥ 5 (Nguyen 2025, Phan 2023) và > 5 (Truong 2025) — chênh 1 điểm làm tỉ lệ 'ngủ kém' không so sánh trực tiếp được. (dữ kiện b4-056, b4-066, b4-079, b4-082, b4-081)
• Độ đặc hiệu của STOP-Bang. Ở cùng ngưỡng AHI ≥ 5 và STOP-Bang ≥ 3, độ đặc hiệu là 49% (Nagappa 2015, 17 nghiên cứu, phòng khám giấc ngủ) và 0,36 (KTC 0,29–0,44; hướng dẫn AASM 2017, 10 nghiên cứu chủ yếu nam trung niên béo phì nghi OSA) — khác tập nghiên cứu và quần thể; Nagappa còn cho đặc hiệu 34% và 25% ở AHI ≥ 15 và ≥ 30. Số 0,52 của Pivetta 2021 là độ chính xác chẩn đoán (không phải độ đặc hiệu) cho OSA vừa–nặng ở Đông Á, thấp hơn > 0,80 ở các vùng khác; nguyên nhân khả dĩ gồm BMI thấp hơn (tiêu chí BMI > 35 trong STOP-Bang ít khi dương tính) và khác định nghĩa giảm thở. (dữ kiện b4-061, b4-046, b4-063, b4-064)
• Độ đặc hiệu và độ nhạy PSQI: bản gốc vs bản tiếng Việt. 89,6%/86,5% (bản gốc, so nhóm lâm sàng có chẩn đoán) vs 78,08%/75,60% (tiếng Việt, so với tiêu chí rối loạn giấc ngủ tự báo cáo ở sinh viên). Chuẩn đối chiếu và quần thể khác nhau. (dữ kiện b4-056, b4-066)
• Sai số tổng thời gian ngủ (TST) của thiết bị tiêu dùng. Fitbit thế hệ cũ ước tính cao TST 7–67 phút; phân tích gộp 2025 cho chênh trung bình −16,9 phút (chưa rõ quy ước dấu); Oura −2,97 phút (không ý nghĩa, chuẩn so sánh gồm cả actigraphy). Khác thế hệ thuật toán (có/không dùng nhịp tim), quy ước dấu, chuẩn so sánh, và quần thể (người khoẻ vs bệnh nhân). Điểm chung: độ đặc hiệu phát hiện thức thấp (0,10–0,69). (dữ kiện b4-052, b4-054, b4-055, b4-051)
• Độ lặp lại của MSLT. Ở người khoẻ r = 0,97 (n = 14, 1988) nhưng ở bệnh nhân ngủ rũ type 2/ngủ nhiều vô căn: r = 0,17 và 53% đổi chẩn đoán (Trotti 2013), 47,1% nhất quán cho NT2 (Lopez 2017), 71,1% giữ nguyên với ICC 0,69 (2026). Khác quần thể (dải giá trị gần ngưỡng 8 phút dễ đổi phân loại), thiết kế hồi cứu, mức tuân thủ ngừng thuốc và thiếu ngủ trước test. (dữ kiện b4-039, b4-037, b4-038, b4-040)
• Tỉ lệ hiện mắc OSA trong dân số chung. Việt Nam 8,5% (AHI > 5) và 5,2% (AHI > 15) so với Singapore 30,5% (AHI ≥ 15, có trọng số dân số, type 3), HypnoLaus 23,4% nữ/49,7% nam (≥ 15, PSG tại nhà, 40–85 tuổi), tổng quan 9–38% (≥ 5). Nguyên nhân khả dĩ: nghiên cứu Việt Nam chỉ đo 93/667 người — những người có triệu chứng và sàng lọc RU Sleeping dương tính — nhưng tính tỉ lệ trên toàn bộ 667, nên là ước tính tối thiểu; quần thể và cách tuyển không được mô tả trong tóm tắt; khác thiết bị (type 3 vs PSG); định nghĩa giảm thở (Ruehland: trung vị AHI theo định nghĩa 4% chỉ khoảng 30% AHI theo tiêu chí Chicago, tức chênh tới khoảng 3 lần); tuổi và BMI (BMI TB mẫu Việt Nam 21,6). (dữ kiện b4-074, b4-073, b4-072, b4-071, b4-068)
• Ảnh hưởng của định nghĩa giảm thở lên AHI. Cùng bản ghi, AHI theo định nghĩa 'khuyến nghị' AASM 2007 (giảm luồng khí ≥ 30% + giảm bão hoà ≥ 4%) chỉ bằng ≈ 30% AHI Chicago (giảm > 50%, hoặc giảm ít hơn kèm giảm bão hoà > 3% hoặc arousal); định nghĩa 'thay thế' (≥ 50% + ≥ 3% hoặc arousal) ≈ 60%. AASM 2012 khuyến nghị ≥ 30% + ≥ 3% hoặc arousal; Version 3 (2023) chuyển quy tắc 4% từ 'acceptable' sang 'optional'. Mọi so sánh tỉ lệ OSA giữa các nghiên cứu cần ghi rõ định nghĩa giảm thở. (dữ kiện b4-020, b4-021, b4-018, b4-015)
• Tỉ lệ mất ngủ. Khoảng 33% có triệu chứng, 9–15% có hậu quả ban ngày, 6% đạt chẩn đoán DSM-IV (Ohayon); Trung Quốc 15,0% gộp. Khác định nghĩa (triệu chứng vs chẩn đoán) và công cụ. Cao 2017 thấy nhóm trẻ hơn có tỉ lệ cao hơn — ngược nhận định thường gặp, có thể do khác công cụ giữa các nghiên cứu. (dữ kiện b4-075, b4-076, b4-077)
• Mức đồng thuận chấm giai đoạn N3. N3 có 67,4% đồng thuận (Rosenberg) nhưng kappa 0,57 (Lee 2022). Hai chỉ số khác nhau: tỉ lệ đồng thuận thô không hiệu chỉnh cơ hội, kappa có hiệu chỉnh; nguồn cũng khác (chương trình ISR vs phân tích gộp). (dữ kiện b4-025, b4-027)
• Khuyến nghị thời lượng ngủ ở người lớn: có hay không có giới hạn trên. AASM/SRS (người lớn 18–60 tuổi) khuyến nghị ≥ 7 giờ, không đặt trần, chỉ nói > 9 giờ có thể phù hợp với người trẻ, người bù nợ ngủ, người ốm và chưa chắc có hại với người khác; NSF đưa khoảng 7–9 giờ cho người trẻ và người trưởng thành, 7–8 giờ cho người cao tuổi. Khác phạm vi tuổi (AASM/SRS không xét > 60 tuổi), phương pháp đồng thuận (RAND cải biên vs RAND/UCLA), thành phần hội đồng và cách xử lý bằng chứng về ngủ dài. (dữ kiện b4-091, b4-094)
• Tỉ lệ ngủ kém ở sinh viên y Việt Nam. 36,6% (toàn quốc, trực tuyến quả bóng tuyết 12/2019–02/2020, PSQI ≥ 5), ≈ 50,3% (trực tuyến 4–5/2021 khi phong toả COVID-19 một phần, PSQI > 5, tỉ lệ đáp ứng 32,18%), 45,8% (Đà Nẵng 4–5/2024, PSQI > 5, đáp ứng 98,7%). Đáng chú ý nghiên cứu có tỉ lệ thấp nhất lại dùng ngưỡng rộng hơn (≥ 5), nên khác biệt không do ngưỡng; nguyên nhân khả dĩ là thời điểm (trước/trong đại dịch), cách lấy mẫu (quả bóng tuyết, tự nguyện với tỉ lệ đáp ứng thấp vs gần toàn bộ khoá) và tỉ lệ sinh viên lâm sàng (51,8% vs 40,0% tiền lâm sàng ở Đà Nẵng). (dữ kiện b4-079, b4-080, b4-081)

Khoảng trống#

• DSM-5-TR (2022): chúng tôi chưa tìm được nguồn mở đọc được nêu thay đổi ở chương rối loạn thức–ngủ; chỉ có tổng quan về DSM-5 (2015). Ngưỡng tần suất mất ngủ '3 đêm/tuần' chưa trích được nguyên văn.
• Quy tắc chấm giai đoạn chi tiết của Sổ tay AASM (epoch 30 giây, quy tắc đa số trong epoch, ngưỡng sóng chậm > 20% epoch, biên độ 75 µV) nằm trong sách trả phí; chỉ xác nhận được epoch 30 giây gián tiếp qua trang hướng dẫn ISR.
• Định nghĩa chính xác AHI(Rec)/AHI(Alt) trong Ruehland 2009 chưa đọc được (chỉ có tóm tắt); PMC bị chặn bởi captcha.
• Giá trị chuẩn MWT (≈ 30,4 ± 11,2 phút ở người bình thường) được nhắc trong hướng dẫn Krahn 2021 nhưng chưa trích được nguyên văn và nguồn gốc (Doghramji 1997) chưa đọc.
• Số liệu định lượng của phân tích gộp actigraphy so với PSG/nhật ký trong hướng dẫn AASM 2018 (tổng quan hệ thống đi kèm) chưa đọc được.
• Chưa tìm thấy trên PubMed bản tiếng Việt đã thẩm định tâm trắc của ESS, ISI hay STOP-Bang (có bài Vietnam Medical Journal 2025 về Berlin/STOP-Bang nhưng tóm tắt không có độ nhạy/đặc hiệu). Có hai nghiên cứu PSQI tiếng Việt (2014 thẩm định ngôn ngữ, 2024 thẩm định trên sinh viên).
• Chưa có số liệu dân số chung Việt Nam về tỉ lệ ngủ ngắn (< 7 giờ) hay mất ngủ theo tiêu chuẩn chẩn đoán; nghiên cứu Việt Nam hiện có chủ yếu là 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, chưa đọc được.
• Tỉ lệ ngủ ngắn ở châu Á (Nhật, Hàn, Trung Quốc) đo bằng dụng cụ khách quan: chưa thu thập trong lượt này.
• Europe PMC REST bị giới hạn tần suất (rate limit) suốt phiên; nguồn được đọc qua trang tóm tắt PubMed, trang AASM/JCSM, PLOS, CDC. Hầu hết dữ kiện từ PubMed là mức tóm tắt.
• Mâu thuẫn tên gọi cần kiểm: tài liệu tóm tắt thay đổi ICSD-3-TR (qua công cụ trích xuất) ghi 'Hypersomnia Associated with a Medical Disorder', trong khi mục lục ICSD-3-TR ghi 'Hypersomnia Due to a Medical Disorder' và 'Hypersomnia Associated with a Mental Disorder' — có thể là lỗi trích xuất; đã không đưa thành dữ kiện, cần đối chiếu bản PDF gốc.

Mất ngủ và rối loạn nhịp thức–ngủ#

Mâu thuẫn giữa các nguồn#

• Tỉ lệ hiện mắc mất ngủ (rối loạn) ở người lớn. Các con số 6% (DSM-IV, Ohayon 2002), 6–10% (ACP 2016), 12,4% (phỏng vấn theo DSM, 14 nghiên cứu, phân tích gộp 2025 — tác giả coi là ước tính tốt nhất), 13,9% (24 ước tính dựa trên DSM), 16,3% (câu hỏi tự báo cáo theo DSM), 12,5% (ISI ≥ 10), 7,5% (ISI ≥ 15), 32,0% (AIS ≥ 6; Bảng 2 ghi 32,3%), 24,2% (nhân viên y tế Việt Nam, tiêu chí ICSD-3 qua bảng hỏi tự điền) và 69,3% (bác sĩ, điều dưỡng sau COVID-19, ISI ≥ 10) khác nhau chủ yếu do: (1) định nghĩa — triệu chứng, triệu chứng kèm hậu quả ban ngày, hay đủ tiêu chuẩn chẩn đoán; (2) công cụ — phỏng vấn lâm sàng so với bảng hỏi và ngưỡng cắt; (3) quần thể — dân số chung so với nhân viên y tế, sau COVID-19; (4) chất lượng nghiên cứu — nghiên cứu chất lượng cao cho tỉ lệ thấp hơn (10,7% so với 17,1%). Không nên đặt các số này cạnh nhau như cùng một đại lượng. (dữ kiện b5-005, b5-006, b5-007, b5-008, b5-009, b5-097, b5-100)
• Melatonin trong mất ngủ người lớn: khuyến nghị khác nhau giữa hướng dẫn. AASM 2017 khuyến nghị yếu không dùng melatonin cho mất ngủ khởi phát hoặc duy trì ở người lớn; ESRS 2023 chấp nhận melatonin phóng thích kéo dài (mức B, từ 55 tuổi, đến 3 tháng) nhưng không khuyến nghị melatonin phóng thích nhanh (mức A) — tức hai hướng dẫn chỉ khác nhau ở dạng phóng thích kéo dài cho người lớn tuổi. Khác biệt do dạng bào chế, nhóm tuổi đích, hệ thống xếp mức khác nhau (GRADE của AASM so với hệ thống mức A/B… của ESRS) và thời điểm tổng hợp bằng chứng. Phân tích gộp 2013 (gồm cả trẻ em, hội chứng trì hoãn pha ngủ và RBD) cho hiệu ứng nhỏ (SOL −7 phút, TST +8 phút). (dữ kiện b5-068, b5-070, b5-073)
• Tỉ lệ hội chứng trì hoãn pha ngủ (DSWPD) ở thanh thiếu niên. 3,3% (Na Uy, bảng hỏi, n = 9.338, 16–19 tuổi) so với 1,1% (Úc, nhật ký + actigraphy theo ICSD-2, n = 374, chỉ 4 ca) so với 'trên 7%' (DSM-5 đề xuất) và 8,4% (định nghĩa rộng) và 0,13–0,17% ở hai nghiên cứu dân số từ thanh thiếu niên đến người lớn dùng đánh giá nhiều bước. Nguyên nhân: định nghĩa (bảng hỏi gần đúng so với đủ tiêu chí ICSD-2 có đo khách quan), tuổi mẫu, cỡ mẫu nhỏ ở nghiên cứu Úc. Thêm: ở 182 bệnh nhân DSPD (16–64 tuổi) tại phòng khám, chỉ 57% có DLMO muộn thật, nên tỉ lệ dựa trên hành vi có thể gồm cả người không lệch nhịp sinh học. (dữ kiện b5-074, b5-077, b5-076, b5-078)
• Social jetlag và BMI. Arab 2024 (43 nghiên cứu, 231.648 người) thấy tương quan dương nhỏ với BMI (r = 0,12) và OR béo phì 1,20; Zhang 2022 (chỉ 8 nghiên cứu về social jetlag, người không làm ca, ngưỡng ≥1 giờ) không thấy khác biệt BMI, chỉ khác vòng eo. Nguyên nhân khả dĩ: số nghiên cứu và cỡ mẫu khác nhau nhiều, cách mã hoá social jetlag (liên tục vs nhị phân ≥1 giờ), loại trừ người làm ca, dị biệt rất cao (I² > 90%). Cả hai đều là dữ liệu quan sát, không chứng minh nhân quả. (dữ kiện b5-093, b5-094)
• Mức nhất quán của bằng chứng tăng kích thích sinh lý (cortisol, chuyển hoá). Phân tích gộp 2022 cho cortisol tăng mức vừa (SMD 0,50), nhưng tổng quan 2018 dẫn nghiên cứu không thấy khác biệt chỉ số nền (cortisol, nhịp tim, huyết áp) và nhận định kết quả HPA/giao cảm 'varied' suốt 3 thập kỷ; tổng quan về VO2 chỉ có 4 bài nhỏ, 3 từ một nhóm, mức tăng nhỏ. Bằng chứng PET dựa trên 7 người mất ngủ. Nguyên nhân khả dĩ: mẫu nhỏ, khác biệt cách lấy mẫu (máu cho hiệu ứng lớn hơn nước bọt/nước tiểu), chọn bệnh nhân (có/không giảm ngủ khách quan), thời điểm đo. Kết luận an toàn: có tín hiệu tăng kích thích nhưng không đồng nhất; EEG beta là chỉ dấu được gộp nhiều nhất. (dữ kiện b5-019, b5-021, b5-026, b5-023)
• Người mất ngủ có luôn ước lượng thấp thời gian ngủ?. Trung bình nhóm có ước lượng thấp (nhật ký 305 so với PSG 355 phút ở 173 bệnh nhân, PSG 1 đêm; MI trung bình 7% ở 41 người ngủ kém đo bằng actigraphy 7 đêm), nhưng phân bố lệch mạnh: hơn 20% bệnh nhân ước lượng CAO hơn thực tế, và 73% người ngủ kém dao động giữa ước lượng cao và thấp qua các đêm. Lưu ý khác công cụ đo (PSG so với actigraphy) và quần thể (bệnh nhân phòng khám so với người ngủ kém cộng đồng). Không nên viết rằng mọi người mất ngủ đều đánh giá thấp giấc ngủ. (dữ kiện b5-034, b5-035, b5-037)
• Hiệu quả của CBT-I trên tổng thời gian ngủ (TST). Trauer 2015: TST +7,61 phút, không có ý nghĩa; van Straten 2018: g = 0,16 (nhỏ nhất); Seyffert 2016 (CBT-I internet): +20 phút, có ý nghĩa. Khác biệt có thể do thời điểm đo (hạn chế giấc ngủ làm giảm TST ngay sau can thiệp rồi tăng dần), tập hợp thử nghiệm khác nhau, nhóm chứng (chờ vs hoạt động), và đo bằng nhật ký. Điểm chung: tác dụng lớn nhất của CBT-I nằm ở ISI, SOL, WASO, SE chứ không ở TST. (dữ kiện b5-052, b5-054, b5-063)
• Tỉ lệ rối loạn do làm ca. Tỉ lệ gộp 26,5% nhưng từng nghiên cứu dao động 2,3%–84,0% (I² 98,5%); khoảng dự báo 6–67%. Nguyên nhân: phiên bản tiêu chuẩn (ICSD-3 thấp hơn ICSD-2), cỡ mẫu (mẫu lớn cho tỉ lệ thấp hơn), hầu hết nghiên cứu không dùng nhật ký/actigraphy dù tiêu chuẩn yêu cầu, quần thể chủ yếu điều dưỡng. (dữ kiện b5-082, b5-083)

Khoảng trống#

• Môi trường phòng ngủ (nhiệt độ phòng, tiếng ồn, ánh sáng) ở người được chẩn đoán mất ngủ: trong lượt này chúng tôi chưa tìm được nghiên cứu đo trực tiếp các yếu tố phòng ngủ trên nhóm bệnh nhân mất ngủ. Nghiên cứu duy nhất có nhóm mất ngủ (Raymann 2008) thao tác nhiệt độ da bằng bộ đồ điều nhiệt, không phải nhiệt độ phòng. Nghiên cứu can thiệp môi trường ngủ ở người cao tuổi (Desjardins 2020, Clin Interv Aging 15:2117–2127, doi 10.2147/CIA.S277252) không chọn mẫu theo mất ngủ, không đo nhiệt/ồn/sáng và không có nhóm chứng nên bị loại theo phạm vi.
• Các giá trị chênh lệch trung bình (SOL, WASO, SE, ISI, tỉ lệ thuyên giảm) trong tổng quan hệ thống AASM 2021 (Edinger, JCSM 17(2):263–298) chưa đọc được: trang PMC bị chặn captcha, chỉ đọc được tóm tắt.
• Văn bản gốc ICSD-3-TR (AASM 2023) và DSM-5 không mở được; tiêu chí lấy qua nguồn thứ cấp (slide hội nghị, GPnotebook).
• Bài gốc của Spielman (1987) về mô hình 3P không mở được; nhận định 'chưa từng được kiểm định thực nghiệm' có từ chương sách ~2004–2005 và cần kiểm tra nghiên cứu mới hơn.
• Ước tính gánh nặng mất ngủ toàn cầu 2025 (Benjafield và cộng sự, Sleep Med Rev 82:102121, doi 10.1016/j.smrv.2025.102121) chưa đọc được nội dung (Europe PMC giới hạn truy cập, PMC captcha).
• Thí nghiệm ngủ bù cuối tuần có kiểm soát (Depner 2019, Curr Biol) chưa mở được; dữ liệu về ngủ bù cuối tuần trong nhánh này chỉ là quan sát (Åkerstedt 2019).
• Tỉ lệ người có social jetlag ≥1 giờ / ≥2 giờ trong dân số: tóm tắt Roenneberg 2012 không có số; chưa tìm được nguồn sơ cấp mở được trong lượt này.
• Giá trị DLMO tham chiếu ở người khoẻ và khoảng cách DLMO–giờ ngủ (phase angle) bình thường chưa thu thập được.
• Việt Nam/Đông Nam Á: chỉ tìm được nghiên cứu trên nhân viên y tế (PIHEP 2026; Hoàng Thị Xuân Hương 2024); chúng tôi chưa tìm được nghiên cứu tỉ lệ mất ngủ theo tiêu chuẩn chẩn đoán trong dân số chung Việt Nam, cũng chưa có số liệu DSWPD ở thanh thiếu niên Việt Nam.
• Dữ liệu tăng kích thích về nhịp tim/biến thiên nhịp tim (HRV) ở mất ngủ: chưa có phân tích gộp được mở trong lượt này.
• Hướng dẫn can thiệp rối loạn do làm ca và lệch múi giờ của AASM (ngoại sinh) không nằm trong hướng dẫn 2015 về rối loạn nội sinh; chưa thu thập.

Ngưng thở khi ngủ, chân không yên, ngủ rũ và parasomnia#

Mâu thuẫn giữa các nguồn#

• Có hay không tăng sinh thần kinh đệm (gliosis) ở vùng hypocretin trong ngủ rũ. Thannickal 2000 (4 não, đếm tế bào hình sao) thấy tăng astrocyte; Peyron 2000 (6 não, lai tại chỗ + RIA) không thấy gliosis hay viêm. Khác phương pháp đánh dấu/định lượng tế bào đệm, khác mẫu não và thời gian bệnh; cỡ mẫu đều rất nhỏ. Ghi cả hai. (dữ kiện b6-063, b6-064)
• Tỉ lệ hiện mắc ngủ rũ. Longstreth 2007: 25–50/100.000 cho ngủ rũ CÓ cataplexy (từ nhiều nghiên cứu); AASM Sleep Education: khoảng 1/2.000 (= 50/100.000) cho 'một dạng ngủ rũ' bất kỳ, kèm ước đoán ~50% chưa được chẩn đoán. Hai con số gần như chồng lên nhau ở cận trên; khác biệt chủ yếu do định nghĩa ca (có/không cataplexy) và con số AASM không kèm nguồn dịch tễ. (dữ kiện b6-075, b6-076)
• Tỉ lệ hiện mắc RLS: châu Âu so với châu Á, và trong cùng một nước. 3–25% (châu Âu), <2% (châu Á), Hàn Quốc từ 12,1% xuống 0,4–1,3%, gộp toàn cầu 3%. Nguyên nhân chính: phương pháp chẩn đoán (bảng hỏi 4 tiêu chuẩn thiết yếu không loại trừ bệnh giống RLS cho tỉ lệ cao; phỏng vấn có loại trừ cho tỉ lệ thấp), ngưỡng tần suất/mức độ khác nhau, và khả năng khác biệt di truyền (biến thể BTBD9, MAP2K5 ít gặp hơn ở người châu Á). (dữ kiện b6-045, b6-046, b6-047)
• Tỉ lệ OSA: ước tính mô hình toàn cầu, đoàn hệ Hoa Kỳ và số liệu Việt Nam. Benjafield 2019 là mô hình ngoại suy (AHI ≥5, AASM 2012, ghép nước theo BMI/chủng tộc/địa lý), do ResMed tài trợ; Peppard 2013 (AHI ≥15, 10–17% ở nam); USPSTF (AHI ≥5 kèm buồn ngủ: 14% nam, 5% nữ); Việt Nam 8,5% là con số bối cảnh dẫn từ Duong-Quy 2018 (Rev Mal Respir, chưa đọc); Sohew 21,9% là 219 ca OSA/1.000 nhân viên y tế được sàng lọc — chỉ 358 người nguy cơ cao được đo nên đây là cận dưới, không phải tỉ lệ hiện mắc; trong số được đo, 61,2% có OSA. Khác ngưỡng AHI, quy tắc chấm giảm thở, có/không yêu cầu triệu chứng, quần thể, thiết bị đo (đa ký giấc ngủ vs đa ký hô hấp) và cách chọn người được đo. (dữ kiện b6-001, b6-006, b6-009, b6-010, b6-011, b6-012)
• Phân bố mức độ OSA trong nghiên cứu Sohew (Việt Nam) không khớp với tỉ lệ chung. Toàn văn: trong 1.000 người trả lời đầu tiên, 358 người nguy cơ cao (STOP-BANG) được đo đa ký hô hấp; 219 có OSA. 21,9% = 219/1.000; 61,2% = 219/358; 32,4%/19,6%/9,2% là tỉ lệ nhẹ/trung bình/nặng trên 358 người được đo (tương đương 52,9%/32,0%/15,1% trên 219 người OSA). Tóm tắt viết 'Out of 1721 participants, 21.9%' và phần Kết quả viết '21.9% within the high-risk subjects' — cả hai câu đều ghi sai mẫu số. Thêm một bất nhất nhỏ: mất ngủ 22,2% (tóm tắt) vs 22,8% (Kết quả). (dữ kiện b6-011)
• Tỉ lệ nghiến răng khi ngủ: tự báo cáo so với đa ký giấc ngủ. 21% (gộp, chủ yếu bảng hỏi) vs 43% (4 nghiên cứu đa ký). Đa ký phát hiện được hoạt động cơ nhai nhịp nhàng mà người ngủ không biết; nhưng 4 nghiên cứu đa ký có thể là mẫu chọn lọc (người có than phiền), cỡ mẫu nhỏ. (dữ kiện b6-098, b6-100)
• OSA và bệnh tim mạch: bằng chứng quan sát so với RCT. Liên hệ quan sát OSA–tim mạch được nêu phổ biến, nhưng RCT SAVE (n = 2.717) không thấy CPAP giảm biến cố tim mạch (HR 1,10). Giải thích khả dĩ: tuân thủ CPAP thấp (3,3 giờ/đêm), quần thể ít buồn ngủ, phòng ngừa thứ phát, hoặc liên hệ quan sát bị nhiễu bởi béo phì. Chưa đọc được nguồn quan sát định lượng trong lượt này. (dữ kiện b6-026)
• Ngưỡng hypocretin-1 dịch não tuỷ: ≤110 hay <110 pg/mL. ICSD-3 (2014) ghi NT1 '≤ 110 pg/mL or <1/3 of mean values obtained in normal subjects with the same standardized assay' và NT2 '> 110 pg/mL or > 1/3' (PsychDB trích nguyên văn); slide cập nhật ICSD-3-TR (SR Patel) ghi ngưỡng '≤ 110 pg/mL' không đổi. Mignot 2002 (bài gốc xác lập ngưỡng) viết 'below 110 pg/mL'; luận án Gool 2025 diễn đạt lại '< 110' / '≥ 110'. Khi viết 'theo ICSD-3/ICSD-3-TR' dùng ≤110 (NT1) và >110 (NT2); khi viết 'theo Mignot 2002' dùng <110. Khác biệt chỉ ảnh hưởng đúng giá trị 110 pg/mL. (dữ kiện b6-067, b6-072, b6-074)
• Thời gian chậm chẩn đoán ngủ rũ: trung bình hay trung vị. Cùng một mẫu (580 NT1, 12 nước châu Âu) cho trung bình 9,7 ± 11,5 năm và trung vị 5,3 năm (IQR 1,7–13,2) do phân phối lệch phải; khi trích cần nêu rõ chỉ số. (dữ kiện b6-078)

Khoảng trống#

• Ngưỡng AHI ≥30/giờ cho OSA nặng: chưa đọc được văn bản quy định (AASM/ICSD) trong lượt này; Benjafield chỉ dùng ngưỡng 5 và 15.
• Thử nghiệm STAR về kích thích thần kinh hạ thiệt (Strollo 2014, NEJM) và hướng dẫn AASM 2015 về dụng cụ nâng hàm (Ramar 2015): không đọc được tóm tắt (nhà xuất bản ẩn tóm tắt trong cơ sở dữ liệu; Europe PMC bị giới hạn tần suất).
• Hướng dẫn chẩn đoán OSA AASM 2017 (Kapur): không đọc được nội dung khuyến nghị.
• Giảm cân và OSA (số liệu thay đổi AHI theo % giảm cân): chưa lấy được nguồn trong lượt này.
• Dữ liệu quan sát định lượng về OSA và bệnh tim mạch (vd Sleep Heart Health Study): chưa đọc trong lượt này.
• Ngáy đơn thuần: chúng tôi chưa tìm được nguồn mở được cho tỉ lệ hiện mắc và định nghĩa trong lượt này.
• Cử động chi định kỳ khi ngủ (PLMS/PLMD): ngưỡng chỉ số (>15/giờ ở người lớn) và tỉ lệ hiện mắc chưa đọc được từ nguồn gốc; hướng dẫn AASM 2024 có đề cập PLMD nhưng phần đọc được chỉ có RLS.
• Số đo MRI định lượng sắt não trong RLS (Allen 2001, Rizzo 2013) và ferritin dịch não tuỷ (Earley 2000): chỉ có qua tổng quan dẫn lại, chưa đọc nguồn gốc.
• HLA-DQB1*06:02 ở NT1 (tỉ lệ ~98% thường được nêu) và tần suất ở dân số chung, đặc biệt ở người châu Á: chưa đọc được nguồn gốc (Mignot 2001 AJHG bị chặn); chỉ có 97% trong nhóm hypocretin thấp của Mignot 2002.
• Pandemrix ở người lớn và ở các nước khác, phân tích gộp Sarkanen 2018, và giả thuyết nhiễm H1N1 tự nhiên (Trung Quốc): chưa đọc được — phần tranh cãi mới chỉ có dữ liệu Phần Lan.
• Postuma 2019: tỉ lệ chuyển thành Parkinson so với sa sút trí tuệ thể Lewy so với teo đa hệ thống không có trong tóm tắt đã đọc.
• Hoảng sợ ban đêm (sleep terrors): tỉ lệ theo tuổi ở trẻ (Petit 2015) và ở người lớn chưa đọc được con số.
• Nghiên cứu Việt Nam/Đông Nam Á về RLS, ngủ rũ, RBD, mộng du: chúng tôi chưa tìm được trong lượt này. Với OSA chỉ có nghiên cứu Sohew (nhân viên y tế).
• Rượu làm tăng AHI ở mức sinh lý (thí nghiệm cấp tính trên người): chưa đọc được; phân tích gộp Simou chỉ cho nguy cơ tương đối từ nghiên cứu quan sát.