Những yếu tố tiên lượng hậu quả chức năng trên các bệnh nhân nhồi máu não tại bệnh viện nhân dân Gia Định từ 10/2006 đến 4/2007

52 NHỮNG YẾU TỐ TIÊN LƯỢNG HẬU QUẢ CHỨC NĂNG TRÊN CÁC BỆNH NHÂN NHỒI MÁU NÃO TẠI BỆNH VIỆN NHÂN DÂN GIA ĐỊNH TỪ 10/2006 ĐẾN 4/2007 Phan Văn Mừng*, Lê Tự Phương Thảo*, Nguyễn Thị Kim Hường**, Nguyễn Đình Văn** TÓM TẮT Mục đích: xác định các yếu tố tiên lượng chức năng xấu ở bệnh nhân NMN. Phương pháp: Nghiên cứu bệnh chứng được thực hiện tại bệnh viện Nhân Dân Gia Định từ 10/2006 đến 4/2007. Chúng tôi khảo sát trên 71 bệnh nhân NMN cấp lần đầu trong vòng 24 giờ sau khởi phát. Trong đó, với điều trị cổ điển 22 bệnh nhân với kết cục xấu (Nhóm X: Barthel < 60 hoặc tử vong) và 49 bệnh nhân với kết cục tốt (Nhóm T: Barthel ≥ 60) dựa vào đánh giá chức năng sau 3 tháng được so sánh với nhau. Các yếu tố tiền sử, lâm sàng và cận lâm sàng được kiểm tra. Phân tích hồi quy đa biến logistic được sử dụng để xác định các yếu tố tiên lượng hậu quả của nhồi máu não cấp. Kết quả: Trên phân tích đơn biến nhóm X có tuổi cao hơn (p = 0,007), điểm đột quỵ của viện sức khoẻ quốc gia (NIHSS) cao hơn (p < 0,001), điểm Rankin hiệu chỉnh (mRS) cao hơn (p = 0,001). Tỷ lệ bệnh nhân bất thường điện tâm đồ trong nhóm X cũng cao hơn (p = 0,022). Trên phim chụp cắt lớp sọ não vùng tổn thương rộng được đánh giá bằng thang điểm ASPECTS cũng rộng hơn (p = 0,006). Kết quả của phân tích đa biến chỉ cho thấy tuổi ≥ 65 (p = 0,026) và NIHSS ≥ 16 (p < 0,001) là yếu tố tiên lượng độc lập hậu quả xấu. Kết luận: Tuổi và NIHSS của nhồi máu não trong 24 giờ sau khởi phát đột quỵ có giá trị tiên lượng hậu quả chức năng sau 3 tháng. Từ khóa: Đột quỵ tăng huyết áp, mạch máu ABSTRACT: PREDICTORS FOR THE OUTCOME OF ACUTE ISCHEMIC STROKE Nguyen Thi Kim Huong, Nguyen Dinh Van, Phan Van Mung, Le Tu Phuong Thao * Y Hoc TP. Ho Chi Minh * Vol. 13 – Supplement of No 6 - 2009: 52 - 58 Objective: To investigate the predictors of bad prognosis in acute ischemic stroke. Methods: A nested case-control study was conducted at NDGD hospital from Oct 2006 to April 2007. 71 first-ever ischemic stroke patients within 24 hours after onset were recruited in which 22 with bad outcome (B group, Barthel Index < 60 or death) and 49 with good outcome (G group, Barthel Index ≥ 60) under conventional therapy after 3-months checking were compared. Medical history, symptoms and laboratory indicators were examined. Multivariate logistic regression analysis was applied to investigate the predictors for outcome of acute ischemic stroke. Results: On univariate analysis, B group patients were significantly older (p = 0007), had higher score both in the National Institutes of Health Stroke Scale (NIHSS) (p < 0.001) and in the Modified Rankin Scale (mRS) (p = 0.001). The frequence of patients with abnormal Electrocardiography (ECG) was significantly higher in the B group (p = 0.022). On cranial CT at entry, infarct area as assessed by the Alberta Stroke Programme Early CT Score (ASPECTS) was significantly larger in the B group (p = 0.006). Multivariate analysis with logistic regression revealed age ≥ 65 years (p = 0.026), NIHSS ≥ 16 (p < 0.001) as independent predictors of bad prognosis. * Khoa Nội Thần kinh Bệnh Viện Nhân Dân Gia Định ** Đại học Y khoa Phạm Ngọc Thạch Địa chỉ liên lạc: TS Lê Tự Phương Thảo ĐT: 0908.227.845 Email: letuphuongthao@gmail.com 53 Keywords: Stroke, hypertension, vasculair. Conclusions: Age and NIHSS are credible predictors for the 3-months functional outcome in acute ischemic stroke within 24 hours after stroke onset. Key words: Stroke, hypertension, vasculair. ĐẶT VẤN ĐỀ Theo dữ liệu sơ bộ của ASA năm 2003(11), đột quỵ là nguyên nhân đứng hàng thứ 3 của tử vong (6,5%) sau bệnh tim (28%) và ung thư (22,7%). Trong các dạng đột qụy thì nhồi máu não là phổ biến nhất chiếm khoảng 70%. Trong khoảng 10 năm trở lại đây, vấn đề các yếu tố tiên lượng đã được nghiên cứu nhiều trên thế giới: thay đổi trị số huyết áp, tăng đường huyết, rối loạn lipid máu, sốt, thiếu sót thần kinh, rung nhĩ, hình ảnh tổn thương sớm trên chụp cắt lớp điện toán, kích thước ổ nhồi máu, dạng nhồi máu Các nghiên cứu trên chỉ có tuổi, suy giảm ý thức, thiếu sót thần kinh thường thấy là yếu tố tiên lượng của mất chức năng. Còn các yếu tố khác thì có các kết luận mâu thuẫn. Trong đó có rất ít các nghiên cứu kết hợp lâm sàng và cận lâm sàng để đưa ra tiên lượng ở bệnh nhân đột quỵ nhồi máu não cấp, hầu hết các nghiên cứu lại là nghiên cứu hồi cứu và một số chỉ phân tích các yếu tố có tiềm năng tiên lượng trên lâm sàng bằng phân tích đơn biến. Ở nước ta, vấn đề tiên lượng cho nhồi máu não cũng được quan tâm. Chúng tôi thực hiện nghiên cứu này nhằm tìm ra các yếu tố giúp tiên lượng khả năng hồi phục sau 3 tháng của bệnh nhân nhồi máu não cấp, đặc biệt là các yếu tố dễ dàng đánh giá hay tiếp cận. Chúng tôi hy vọng một mô hình tiên lượng chính xác sẽ mang lại những ích lợi như: giúp hướng dẫn xử trí bệnh nhân (bệnh nhân tiên lượng tốt thì tránh các trị liệu nhiều nguy cơ như tiêu sợi huyết); tiên lượng tử vong, mất chức năng cho bệnh nhân; giúp chủ động trong việc chuẩn bị kế hoạch tập phục hồi chức năng và làm cơ sở cho các thử nghiệm lâm sàng về hiệu quả điều trị của thuốc trong nhồi máu não. ĐỐI TƯỢNG - PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU Đây là một nghiên cứu Bệnh-Chứng Nested trên các bệnh nhân nhồi máu não lần đầu, có thời gian nhập bệnh viện Nhân Dân Gia Định từ tháng 10/2006 đến tháng 4/2007. Bệnh nhân được đưa vào nghiên cứu theo tiêu chuẩn sau: - Tiêu chuẩn chọn bệnh: Bệnh nhân > 18 tuổi, nhồi máu não lần đầu, đánh giá trong vòng 24 giờ đầu sau khởi phát đột quỵ, thang điểm Siriraj < -1 điểm. - Tiêu chuẩn loại trừ: có bệnh lý thần kinh, rối loạn tâm thần tồn tại trước đó, cơn thiếu máu não thoáng qua, xuất huyết não, mang thai, tử vong vì nguyên nhân khác không phải thần kinh (viêm phổi, nhồi máu cơ tim, suy thận, ). Các bệnh nhân nhập viện trong tình trạng đột quỵ phù hợp tiêu chí chọn mẫu đều được ghi nhận tiền sử và hoàn cảnh khởi phát. Việc thăm khám được tiến hành gồm: đo mạch, lấy huyết áp tâm thu trước khi dùng thuốc, đo thân nhiệt, khám thần kinh để đánh giá NIHSS rồi đánh giá thang điểm Rankin hiệu chỉnh (mRS) và ghi nhận kết quả xét nghiệm đường huyết, HbA1C (nếu có), Lipid máu, Homocystein; đọc kết quả điện tâm đồ và chụp cắt lớp điện toán (CCLĐT) không cản quang (ghi nhận có hay không có các dấu hiệu tổn thương sớm trên CCLĐT và mức độ tổn thương theo qui luật 1/3, đánh giá thang điểm ASPECTS). 54 Tất cả các phân tích thống kê được thực hiện với SPSS 11.5. Các biến độc lập được mô tả tuỳ theo đặt tính của từng biến, phân tích đơn biến kiểm tra mối liên hệ giữa hậu quả và các biến độc lập (phép kiểm χ2 hay Fisher cho biến định tính, students T test cho biến định lượng). Những biến được chọn vào phân tích hồi quy đa biến logistic nếu giá trị p trong phân tích đơn biến thấp hơn 0,25 hoặc là những biến được xác nhận là có ý nghĩa sinh học (theo phương pháp của Hosmer và Lemeshow)(4). Likelihood ratio test được sử dụng để quyết định biến số nào sẽ được giữ lại trong mô hình hồi qui, bằng phương pháp stepwise, giá trị p mặc định cho đưa biến vào là 0,15 và loại biến ra là 0,20. Cuối cùng tất cả các tương tác 2 chiều giữa các biến còn lại sẽ được kiểm tra và giữ nếu p ≤0,05. Cho mô hình cuối cùng, OR = ebi với khoảng tin cậy 95% cho tất cả các tham số được tính. Mô hình tiên đoán sau khi được xây dựng sẽ được kiểm tra tính thích hợp bằng phép kiểm Hosmer-Lemeshow goodness of fit, cũng như đường cong ROC. KẾT QUẢ Tổng cộng có 71 ca được đưa vào mẫu nghiên cứu, trong đó nhóm tiên lượng xấu (Nhóm X: BI < 60 hoặc tử vong) là 22 người (31%) gồm tử vong 11 ca (15,5%) và kém hồi phục chức năng (BI <60) 11 ca (15.5%) và nhóm tiên lượng tốt (Nhóm T: BI ≥ 60) là 49 người (69%). Tuổi trung bình của mẫu nghiên cứu là 65,03 tuổi, độ lệch chuẩn 14,39 năm. Phân bố giới tính gồm 30 nữ (42,3%) và 41 nam (57,7%). Nam Nöõ 18-35 35-49 50-64 65-74 >75 0 4 8 12 Biểu đồ phân bố giới tính theo lớp tuổi Theo biểu trên nam giới chiếm nhiều hơn nữ giới ở mọi lứa tuổi, ngoại trừ lớp tuổi trên 75. Lứa tuổi thường gặp tai biến ở nam là 50-64 tuổi, nữ giới trẻ tuổi thường ít gặp tai biến và tập trung chủ yếu sau 65 tuổi. Phân tích đơn biến Bảng 1 và 2 mô tả đặc điểm các biến số khảo sát và trình bày sự tương quan giữa các dữ liệu khai thác bệnh sử, lâm sàng, cận lâm sàng với kết quả về mặt chức năng của bệnh nhân sau 3 tháng chỉ với điều trị cơ bản (không sử dụng tiêu sợi huyết). Bảng 1: Các dữ liệu cơ bản và sự liên hệ với hậu quả chức năng Hậu quả chức năng n(%) / X SD± Dữ liệu cơ bản Nhóm X Nhóm T p Số BN 71 22 (31%) 49 (69%) Tuổi 65,03 ± 73,27 ± 61,33 ± 0,001 55 14,39 13,28 13,56 Nữ 30 (42,3%) 12 (54,5%) 18 (36,7%) Nam 41 (57,7%) 10 (45,5%) 31 (63,3%) 0,160 Tiền sử bản thân Tăng huyết áp 51 (71,8%) 18 (81,8%) 33 (67,3%) 0,210 Đái tháo ñường 8 (11,3%) 4 (18,2%) 4 (8,2%) 0,243 Rối loạn Lipid 5 (7%) 1 (4,5%) 4 (8,2%) 0,504 Bệnh tim 7 (9,9%) 5 (22,7%) 2 (4,1%) 0,026 Tập thể dục 40 (56,3%) 16 (72,7%) 24 (49,0%) 0,062 Hút thuốc lá 29 (40,8%) 8 (36,4%) 21 (42,9%) 0,607 Uống rượu 19 (26,8%) 3 (13,6%) 16 (32,7%) 0,094 Tiền sử gia ñình TBMMN 12 (16,9%) 5 (22,7%) 7 (14,3%) 0,459 THA 13 (18,3%) 5 (22,7%) 8 (16,3%) 0,524 ĐTĐ 9 (12,7%) 3 (13,6%) 6 (12,2%) 1,000 Hoàn cảnh khởi phát Đang ngủ/ vừa thức. 24 (33,8%) 10 (45,5%) 14 (28,6%) Nghỉ ngơi 29 (40,8%) 9 (40,9%) 20 (40,8%) Làm việc gắng sức 18 (25,4%) 3 (13,6%) 15 (30,6%) 0,222 Có stress tâm lý 9 (12,7%) 3 (13,6%) 6 (12,2%) 1,000 Kháng sinh < 1 tháng 7 (9,9%) 3 (13,6%) 4 (8,2%) 0,669 Bảng 2: Lâm sàng, cận lâm sàng và sự liên hệ với hậu quả chức năng Nhóm X X SD± Nhóm T X SD± P Dấu hiệu thực thể Mạch 82,91 ± 9,68 86,73 ± 10,01 0,137 Huyết áp trung bình 11,061 ± 1,47 11,109 ± 1,73 0,910 Nhiệt ñộ 37,23 ± 0,53 37,10 ± 0,30 0,292 Điểm NIHSS 18,22 ± 6,93 8,14 ± 4,68 0,000 Điểm mRS 4,36 ± 0,85 3,04 ± 1,14 0,000 Cận lâm sàng Đường huyết (mmol/l) 6,83 ± 3,81 6,00 ± 3,31 0,363 Cholesterol (mmol/l) 5,02 ± 1,15 5,19 ± 1,25 0,595 LDLc 3,23 ± 1,00 3,14 ± 0,86 0,725 HDLc 0,98 ± 0,18 1,08 ± 0,32 0,092 Triglyceride 1,89 ± 0,96 2,17 ± 1,42 0,410 ASPECTS 6,55 ± 3,33 8,71 ± 1,24 0,007 Luật 1/3 ≥ 33% 8 (36,4%) 7 (14,3%) 0,109 Bất thường ECG 8 (36,4%) 6 (36,4%) 0,022 Ở mức độ phân tích đơn biến, nghiên cứu này chỉ ghi nhận các yếu tố tuổi (p = 0,001), bệnh tim (p = 0,026), thiếu hụt thần kinh đánh giá bằng thang điểm NIHSS (p=0,000_ và mất 56 chức năng đánh giá bằng thang điểm mRS (p = 0,000) và mức độ tổn thương đánh giá trên CT dựa vào thang điểm ASPECT (p=0,007) là có tiềm năng dự đoán kết cục. Phân tích đa biến Tất cả các biến độc lập nếu là liên tục đều được phân loại lại trước khi đưa vào phân tích đa biến. Có 11 biến khi xét tương quan với hậu quả có ngưỡng ý nghĩa p ≤ 0,25; tần số quan sát không quá thấp được đưa vào lựa chọn. Riêng các biến định lượng chúng tôi chọn điểm cắt là giá trị trung bình và chuyển thành biến định tính để đưa vào phân tích. Các biến dưa vào phân tích hồi qui logistic bao gồm: tuổi, giới, tiền sử tăng huyết áp, thói quen tập thể dục, uống rượu, hoàn cảnh khởi phát, điểm NIHSS, điểm mRS, bất thường điện tâm đồ, qui luật 1/3 động mạch não giữa và điểm ASPECTS. Bảng 3 mô tả kết quả phân tích đa biến, trong đó sau khi hiệu chỉnh các yếu tố khác chỉ có 3 yếu tố còn được giữ lại trong mô hình để tiên đoán hậu quả xấu sau 3 tháng đó là: - Tuổi: ORhc = 6,64; (1,25-35,74) - NIHSS (ORhc = 18,95; (4,12-85,5) - ECG bất thường (p=0,084, không ý nghĩa). Bảng 3: Kết quả phân tích đa biến Biến – Giá trị Hậu quả xấu (n = 22) Hậu quả tốt (n = 49) P (χ2 test) ORhc KTC9 5%) P (Wald test) Tuổi ≥ 65 18 (81,8%) 24 (49%) 0,007 6,69 1,25 – 35,74 0,026 Giới Nữ 12 (54,5%) 18 (36,7%) 0,161 Tăng huyết áp 18 (81,8%) 33 (67,3%) 0,210 Tập thể dục 16 (72,7%) 24 (49,0%) 0,062 Uống rượu 3 (13,6%) 16 (32,7%) 0,081 NIHSS ≥ 16 13 (68,4%) 6 (12,2%) 0,000 18,9 5 4,12 – 85,51 0,000 mRS> 3 18 (81,8%) 19 (38,8%) 0,001 ECG bất thường 8 (36,4%) 6 (12,24%) 0,022 3,96 0,83 – 18,91 0,084* Qui luật 1/3 > 33% 8 (36,4%) 7 (14,3%) 0,109 ASPECTS ≤ 7 7 (36,8%) 10 (20,4%) 0,006 Chúng tôi kiểm tra tính thích hợp của mô hình bằng phép kiểm Hosmer-Lemeshow goodness of fit và diện tích dưới đường cong ROC. Diện tích dưới đường cong = 0,867; p<0,001. Đồng thời Hosmer_Lemeshow test: p = 0,956. Vậy mô hình này có thể dùng để tiên đoán hậu quả. Bảng 4: Giá trị tiên lượng của mô hình. Hậu quả dự ñoán Hậu quả quan sát Xấu Tốt Tỉ lệ ñúng Xấu 12 7 63,2% 57 Tốt 3 46 93,9% Độ chính xác chung 85,3% Theo bảng 4, dùng mô hình để tiên đoán hậu quả chức năng cho ta tỉ lệ đúng của tiên đoán là 85,3%. Tuy nhiên mô hình này tiên đoán hậu quả tốt (hồi phục chức năng) tốt hơn (tỉ lệ đúng là 93,9%) so với tiên đoán hậu quả xấu (kém hồi phục chức năng hay tử vong) (tỉ lệ đúng là 63,2%). BÀN LUẬN Mẫu nghiên cứu có độ tuổi trung bình là 65 tuổi ± 14,39. So với các nghiên cứu khác, nghiên cứu của chúng tôi có sự tương đồng, ví dụ tuổi trung bình trong nghiên cứu của Nguyễn Bá Thắng (2006)(10), của Nguyễn Anh Tài (2004)(9) (nghiên cứu chỉ tập trung vào nhồi máu não tuần hoàn trước) và của Lê Tự Phương Thảo (2005)(7) (nghiên cứu chỉ tập trung vào nhồi máu não tuần hoàn sau) lần lượt là 61,62 tuổi; 60,5 tuổi và 59,71 tuổi. So với các nghiên cứu nước ngoài thì tuổi trung bình trong nghiên cứu của Hénon (1995)(3) và Tei (2006)(12) là 62,6 tuổi và 67 tuổi. Tỉ lệ nam chiếm tỉ lệ 57,7% phù hợp với nghiên cứu Nguyễn Anh Tài (2004)(9), Nguyễn Bá Thắng (2006)(10) và Lê Tự Phương Thảo (2005)(7) lần lượt là 59,5%; 54,4%; 61,7% và của Hénon (1995)(3) 59%. Như vậy trong nhồi máu não, nam chiếm tỉ lệ hơi trội hơn nữ, nguyên nhân có thể là do nam có tiếp xúc với yếu tố nguy cơ của xơ vữa động mạch là hút thuốc lá, uống rượu. Tỉ lệ tăng huyết áp trong nghiên cứu là 71% nằm giữa hai con số 79% của Lê Tự Phương Thảo (2005)(7) và 63% của Nguyễn Bá Thắng (2006)(10). Tăng huyết áp là yếu tố nguy cơ độc lập của các biến chứng tim mạch nói chung, bệnh mạch máu não nói riêng. Tỉ lệ bệnh nhân có đái tháo đường là 11,3% tương tự như nghiên cứu của Nguyễn Bá Thắng (2006)(10) và của Nguyễn Anh Tài (2004)(9) lần lượt là 9,4% và 16,5%. So với các nghiên cứu của nước ngoài từ 16% đến 25,1% thì tỉ lệ này tương đối thấp (12,14). Tỉ lệ bệnh nhân đái tháo đường trong các nghiên cứu Việt Nam thấp hơn so với nước ngoài có lẽ là do khẩu phần ăn, tỉ lệ béo phì, chương trình tầm soát đái tháo đường của từng nơi. Tỉ lệ bệnh nhân có tiền sử rối loạn lipid máu trong nghiên cứu của chúng tôi chỉ có 7%. Tỉ lệ này giống với nghiên cứu của Nguyễn Bá Thắng (2006)(10) là 2%. Con số này thấp hơn nhiều so với các nghiên cứu của nước ngoài: với rối loạn lipid máu trong nghiên cứu của Wong (2005)(14) là 31%, Fischer (2006)(2) là 35%. Nguyên nhân là do tập quán về ăn uống khác, tỉ lệ béo phì thấp hơn người Âu – Mỹ. Bên cạnh đó còn do chưa có chương trình tầm soát rối loạn lipid máu cho người cao tuổi ở Việt Nam. Tỉ lệ bệnh nhân có tiền sử bệnh tim trong nghiên cứu của chúng tôi là 7%, kết quả này cũng tương đương với Nguyễn Bá Thắng (2006)(10) 12%. Nghiên cứu của chúng tôi có phần thấp hơn so với những nghiên cứu nước ngoài là do có nhiều trường hợp rung nhĩ cơn phải theo dõi monitor hay đo điện tim liên tục 24-48 giờ (ECG Holter) mới phát hiện mà tại nước ta thì ít có cơ sở y tế có đủ điều kiện thực hiện hoặc bệnh nhân không có thói quen khám sức khoẻ định kỳ. Sau khi đưa vào phân hồi quy đa biến logistic để hiệu chỉnh với các yếu tố khác, hai yếu tố có giá trị dự báo hậu quả về hậu quả chức năng / tử vong là tuổi (ORthô= 6,69; KTC95% 1,2 – 35,7), thang điểm NIHSS (ORhc=18,95, KTC95% = 4,1 – 85,5). 58 Tuổi được đưa vào mô hình tiên lượng hậu quả xấu với tỷ số chênh tăng lên là 6,69; (KTC 95% = 1,25-35,74). Nghiên cứu của chúng tôi gần giống với nghiên cứu của Tei (2006)(12), tác giả đã công bố có sự khác biệt về mức độ tàn phế sau 3 tháng giữa hai nhóm bệnh nhân dưới 70 và trên 70, tỉ số chênh giữa hai nhóm này là 4,08 (nghiên cứu trên 166 bệnh nhân). Ngoài ra một số nghiên cứu khác dùng phân tích đa biến cũng khẳng định tuổi là một yếu tố quan trọng ảnh hưởng lên tiên lượng chức năng của nhồi máu não như nghiên cứu của Hénon (1995)(3), Weimar (2004)(13), Johnston (2000)(5) và Macciocchi (1998)(8). Tuổi có ảnh hưởng với tiên lượng có thể được giải thích do tuổi càng cao hồi phục càng chậm, các biến chứng nội khoa làm nặng thêm tình trạng nhồi máu não và gây tăng tử vong và tàn phế theo nghiên cứu của Fischer (2006)(2). Sau phân tích đa biến với điểm cắt 16, NIHSS đã chứng tỏ là một yếu tố tiên lượng có ý nghĩa trong mô hình (p<0,001) với tỷ số chênh sau khi đã hiệu chỉnh với các biến khác (OR hiệu chỉnh = 18,949; KTC 95% = 4,119-85,505). Điều này có ý nghĩa NIHSS ≥ 16 điểm làm tăng nguy cơ tiên lượng xấu sau 3 tháng gấp 19 lần. NIHSS là thang điểm tiên lượng hậu quả chức năng tốt nhất tại thời điểm 3 tháng theo Muir (1996); là yếu tố tiên lượng độc lập hậu quả chức năng và tử vong qua phân tích đa biến trong nghiên cứu đa trung tâm của Weimar (2004)(13). Nghiên cứu của chúng tôi một lần nữa lại khẳng định điều này. Nghiên cứu của chúng tôi không đủ độ mạnh (p<0,8) để phát hiện khác biệt với các yếu tố giới tính, tăng huyết áp, đái tháo đường, bệnh tim, rối loạn lipid máu, tiền sử gia đình, thói quen hút thuốc, uống rượu, các yếu tố về hoàn cảnh khới phát và trên thực tế cũng không thấy giá trị tiên lượng của các yếu tố trên cho hậu quả chức năng sau 3 tháng. Nghiên cứu của chúng tôi có hạn chế là không có sự theo dõi sinh hiệu của bệnh nhân trong ngày đầu nhập viện; do đó đây có lẽ là nguyên nhân chưa phát hiện ra giá trị tiên lượng của các yếu tố mạch, huyết áp, nhiệt độ lúc nhập viện nếu có. Thang điểm mRS có tương quan trong phân tích đơn biến nhưng không còn lại trong mô hình đa biến sau khi hiệu chỉnh cho ảnh hưởng của các yếu tố khác. Có lẽ vì NIHSS và mRS có sự tương quan mạnh và NIHSS một mình đủ giá trị tiên đoán và không cần đến sự có mặt của thang điểm Rankin hiệu chỉnh. Do vậy ta ghi nhận việc đánh giá hai thang điểm này đồng thời trong thời điểm nhập viện để kết luận hậu quả chức năng sau 3 tháng là không cần thiết theo kết quả trong nghiên cứu này. Chúng tôi không ghi nhận tương quan giữa đường huyết, bilan lipid, điện tâm đồ lúc nhập viên và tiên lượng hậu quả sau 3 tháng vì cỡ mẫu chưa đủ làm cho độ mạnh phát hiện sự khác biệt của các yếu tố trên quá thấp. Nghiên cứu không ghi nhận sự khác biệt trong quy luật 1/3 ở 2 nhóm kết cục (p>0,05). Còn điểm trung bình ASPECTS ở nhóm hậu quả xấu và tốt khác biệt có ý nghĩa thống kê (p=0,007) với tỉ số chênh trong phân tích đơn biến là 7,156 (KTC 95% = 1,641-31,206). Thế nhưng sau khi hiệu chỉnh các yếu tố với nhau, điểm ASPECT cũng không được đưa vào mô hình tiên lượng. Nghiên cứu của chúng tôi không phù hợp với nhiều nghiên cứu cùng nhận định rằng có hình ảnh tổn thương sớm trên chụp cắt lớp điện toán (CCLĐT) là yếu tố tiên lượng hậu quả chức năng xấu16-18. Giải thích thuyết phục nhất cho hiện tượng này là do tổn thương nhận thấy trên CCLĐT phụ thuộc rất nhiều vào thời điểm chụp; mà trong nghiên 59 cứu của chúng tôi, thời điểm chụp hình CCLĐT là trong vòng 24 giờ, trong khi đó so sánh với hầu hết các nghiên cứu khác trên thế giới thì lại đánh giá CCLĐT trong 5 hoặc 6 giờ đầu 16-18. Mặt khác, chúng tôi khảo sát chung tất cả các dạng nhồi máu não, nên việc không phân tầng khảo sát có thể gây nhiễu. Những phát hiện trong nghiên cứu cần được đặt trong bối cảnh có một số các hạn chế tiềm ẩn: cỡ mẫu của nghiên cứu chưa đủ lớn,, một số yếu tố có thể ảnh hưởng quan trọng đến hậu quả mà chúng tôi không có điều kiện khảo sát như phân loại theo dạng lâm sàng Bamford hay phân loại theo nguyên nhân của TOAST, không thực hiện trong vòng 6 giờ đầu (cửa sổ điều trị của thuốc tiêu sợi huyết đường tĩnh mạch và động mạch). Tuy nhiên nghiên cứu của chúng tôi cũng có điểm mạnh là chúng tôi thực hiện trên những ca bệnh mới nên chúng tôi đảm bảo chọn bệnh thuần nhất và theo đúng tiêu chuẩn đề ra, dữ liệu không bị bỏ sót và chúng tôi sử dụng phân tích đa biến để loại bỏ yếu tố gây nhiễu. KẾT LUẬN Cuối cùng, nghiên cứu này tìm thấy hai yếu tố có khả năng tiên lượng tốt nhất cho hậu quả chức năng trong nhồi máu não cấp tại thời điểm 3 tháng là điểm NIHSS và tuổi. Nó giúp người bác sĩ một phần trong đánh giá tiên lượng cho bệnh nhân và giúp người bác sĩ định hướng phương pháp điều trị và vật lý trị liệu. TÀI LIỆU THAM KHẢO 1. Di Carlo A, Lamassa M et al. Risk factors and outcome of subtypes of ischemic stroke. Data from a multicenter multinational hospital-based registry. The european community stroke project. J Neurol Sci. 2006; 244:143-150. 2. Fischer U, Arnold M et al. Impact of comorbidity on ischemic stroke outcome. Acta Neurol Scand. 2006;113:108-113. 3. H. Hénon OG, D. Leys et al. Early predictors of death and disability after acute cerebral ischemic event Stroke. 1995;26:392 – 398. 4. Hosmer DW., Lemeshow S. Applied logistic regression. Wiley-Interscience Publication; 1989. 5. Johnston KC et al, for the Randomized Trial of Tirilazad Mesylate in Acute Stroke (RANTTAS) Investigators. A predictive risk model for outcomes of ischemic stroke Stroke. 2000;31:448. 6. Kaarisalo MM, Raiha I et al. Diabetes worsens the outcome of acute ischemic stroke. Diabetes Res Clin Pract. 2005;69:293- 298. 7. Lê Tự Phương Thảo, Lê Văn Thành. Các yếu tố dự đoán tiên lượng nhồi máu não tuần hoàn sau. Tạp chí Y Học TP Hồ Chí Minh. 2005;Tập 9:53-57 8. Macciocchi SN, Diamond PT et al. Ischemic stroke: Relation of age, lesion location, and initial neurologic deficit to functional outcome. Arch Phys Med Rehabil. 1998;79:1255-1257. 9. Nguyễn Anh Tài, Lê Văn Thành. Dự đoán tiên lựơng nhồi máu não. Tạp chí Y Học TP Hồ Chí Minh 2004;Tập 8:55-62. 10. Nguyễn Bá Thắng. Nghiên cứu các yếu tố tiên lượng sớm trong nhồi máu não tuần hoàn trước. Luận văn thạc sĩ Y học. 2006:128 trang. 11. Source: CDC/NCHS. Stroke facts 2006: All americans. American Heart Association.©2001–06. 12. Tei H, Uchiyama S, Usui T. Predictors of good prognosis in total anterior circulation infarction within 6 h after onset under conventional therapy. Acta Neurol Scand. 2006;113:301-306. 13. Weimar C, Konig IR et al. Age and national institutes of health stroke scale score within 6 hours after onset are accurate predictors of outcome after cerebral ischemia: Development and external validation of prognostic models. Stroke. 2004;35:158-162. 14. Wong AA, Davis JP et al. The effect of admission physiological variables on 30 day outcome after stroke. J Clin Neurosci. 2005;12:905-910.