Yếu tố giải phẫu bệnh
Nghiên cứu của chúng tôi TTTP không làm
tăng nguy cơ BNBNTT so với nhóm TTBP. Tỷ lệ
nhóm TTTP trong nghiên cứu của chúng tôi cao
hơn không đáng kể so với nhóm TTBP 58,9%,
41,1%. Điều này không phù hợp với đa số các
tác giả trong nước. Như nghiên cứu của tác giả
Phạm Thanh Hoàng(13) tỷ lệ TTTP là 81%, của tác
giả Nguyễn Quốc Tuấn(11) TTTP chiếm 77,8%.
Nhưng theo Wieslma báo cáo 414 bệnh nhân
TTTP và 345 bệnh nhân TTBP cho thấy tỷ lệ
TTTP cũng không chiếm đa số, tỷ lệ BNBNTT ở
nhóm TTTP là 13,3 %, nhóm TTBP 1,7%(15).
Trong nghiên cứu chúng tôi, tỷ lệ BNBNTT
trong nhóm TTTP là 32,1%, nhóm TTBP 33,3%.
Sự khác biệt này có thể giải thích vì chúng tôi
nghiên cứu trên 95 bệnh nhân,cỡ mẫu không
lớn. Bên cạnh đó kết quả giải phẫu bệnh trong
nghiên cứu của chúng tôi được đọc ngẫu nhiên
bởi các bác sỹ trong phân khoa giải phẫu bệnh
của bệnh viện Hùng Vương. Trong nghiên cứu
của tác giả Wieslma kết quả giải phẫu bệnh
được kiểm định lại bằng xét nghiệm p57kip2 và
nhiễm sắc thể đồ trong trường hợp nghi ngờ
chẩn đoán. Do vậy việc phân định kết quả giải
phẫu bệnh chính xác hơn trong nghiên cứu của
chúng tôi. Nghiên cứu của tác giả Mungan(10),
Kuyumcouglu(7) chưa tìm thấy mối liên quan
giữa kết quả giải phẫu bệnh và nguy cơ của
BNBNTT. Như vậy, để trả lời thuyết phục yếu tố
giải phẫu bệnh có là nguy cơ của BNBNTT hay
không chúng tôi cần thực hiện nghiên cứu với
cỡ mẫu lớn hơn trong tương lai.
Sau khi phân tích đa biến để kiểm soát yếu
tố gây nhiễu, chúng tôi nhân thấy nguy cơ
BNBNTT ở bệnh nhân có nang hoàng tuyến
tăng từ 7,44 lên 10,92 với p= 0,014. Chúng tôi
tiến hành phân tích cặp yếu tố nang hoàng
tuyến và một trong năm yếu tố còn lại. So với
nang hoàng tuyến kết hợp với các yếu tố khác sự
khác biệt OR không đáng kể, khi nang hoàng
tuyến kết hợp tiền căn hư bỏ thai làm nguy cơ
BNBNTT tăng từ 7,44 lên 9,85 (1,61‐ 60,14), p=
0,013. Từ đó, chúng tôi nhận thấy tiền căn hư bỏ
thai là yếu tố gây nhiễu cho yếu tố nang hoàng
tuyến khi cùng hiện diện. Nghiên cứu của chúng
tôi không tách biệt được nhóm tiền căn hư thai
và nhóm tiền căn bỏ thai riêng biệt nên chúng
tôi không làm rõ được liên quan thực sự của hai
nhóm này và nguy cơ bệnh.
Ngoài ra chúng tôi không đánh giá được
biến số tử cung lớn hơn tuổi thai chiếm tỷ lệ bao
nhiêu trong nhóm bệnh nhân BNBNTT. Nên
việc đánh giá yếu tố nguy cơ BNBNTT trong
nghiên cứu của chúng tôi không thực hiện được
một cách đầy đủ trong trong nghiên cứu của
nhiều tác giả khác. Yếu tố cường giáp là yếu tố
nguy cơ BNBNTT trong nhiều nghiên cứu(6,12),
nhưng trong nghiên cứu của chúng tôi có thể vì
mẫu nghiên cứu chưa lớn, tỷ lệ triệu chứng
cường giáp trong nghiên cứu quá ít 3/95, không
có bệnh nhân cường giáp trong nhóm thai trứng
lành tính,nên chúng tôi không thể tính nguy cơ
BNBNTT của yếu tố cường giáp.
7 trang |
Chia sẻ: hachi492 | Ngày: 27/01/2022 | Lượt xem: 254 | Lượt tải: 0
Bạn đang xem nội dung tài liệu Tỷ lệ bệnh nguyên bào nuôi tồn tại sau hút nạo thai trứng không hóa dự phòng tại bệnh viện Hùng Vương (2011‐2013), để tải tài liệu về máy bạn click vào nút DOWNLOAD ở trên
Nghiên cứu Y học Y Học TP. Hồ Chí Minh * Tập 18 * Phụ bản của Số 1 * 2014
Chuyên Đề Sức Khỏe Sinh Sản và Bà Mẹ Trẻ em 114
TỶ LỆ BỆNH NGUYÊN BÀO NUÔI TỒN TẠI
SAU HÚT NẠO THAI TRỨNG KHÔNG HÓA DỰ PHÒNG
TẠI BỆNH VIỆN HÙNG VƯƠNG (2011‐2013)
Nguyễn Thị Tố Thư*, Nguyễn Duy Tài*
TÓM TẮT
Mục tiêu: Xác định tỷ lệ bệnh nguyên bào nuôi tồn tại (BNBNTT) và các yếu tố nguy cơ ở phụ nữ sau hút
nạo thai trứng không hóa dự phòng tại bệnh viện Hùng Vương từ 01/2011‐ 04/2013.
Phương pháp nghiên cứu: Báo cáo hồi cứu hàng loạt ca trong thời gian từ 01/2011‐ 04/2013.
Kết quả: khảo sát trên 95 trường hợp điều trị tại khoa Ung bướu phụ khoa tại bệnh viện Hùng Vương từ
01/2011‐ 04/2013 cho thấy tỉ lệ BNBNTT là 31/95 trường hợp, chiếm 32,6%. Yếu tố nang hoàng tuyến làm tăng
nguy cơ BNBNTT OR= 7,44 (KTC 95% 1,2‐78,21), p= 0,014; khi kết hợp cùng tiền căn hư ‐ bỏ thai OR= 9,85
(KTC 95% 1,61‐ 60,14), p = 0,013.
Kết luận: thận trọng trong chỉ định hóa dự phòng cho bệnh nhân thai trứng nguy cơ cao. Trường hợp thai
trứng có nang hoàng tuyến sau khi hút nạo lòng tử cung nên theo dõi chặt chẽ vì nguy cơ cao diễn tiến thành
bệnh nguyên bào nuôi tồn tại.
Từ khóa: Bệnh nguyên bào nuôi tồn tại, thai trứng
ABSTRACT
THE PREVALENCE OF PERSISTENT TROPHOBLASTIC DISEASE POSTEVACUATION
HYDATIDIFORMMOLE WITHOUT CHEMOPROPHYLAXIS
AT HUNG VUONG HOSPITAL (2011‐2013)
Nguyen Thi To Thu, Nguyen Duy Tai
* Y Hoc TP. Ho Chi Minh * Vol. 18 ‐ Supplement of No 1 ‐ 2014: 114‐120
Objectives: To determine the prevalence of persistent trophoblastic disease and risk factors in
postevacuation hydatidiform mole women without chemoprophylaxis at Hung Vuong hospital in 01/2011‐
4/2013.
Materials and methods: Retrospective case reports study in 01/2011‐ 04/2013.
Results: Evaluation 95 cases treated at Tumor Gynecology Department, Hung Vuong Hospital in 01/2011‐
04/2013 shows that the prevalence of persistent trophoblastic disease is 31/95 cases, about 32.6 %. The theca
lutein cysts increases the risk persistent trophoblastic disease OR= 7.44 (CI 95%, 1.2‐78.21), p= 0.014, associates
with gravidity factor OR= 9.85 (KTC 95% 1.61‐ 60.14), p=0.013.
Conclusion: Indicate chemoprophylaxis carefully in the high risk hydatidiform mole cases. Hydatidiform
mole with theca lutein cyst cases should be monitored closely after evacuation because of high risk development to
persistent trophoblastic disease.
Keywords: Persistent Trophoblastic Disease, Hydatidiform mole
ĐẶT VẤN ĐỀ
Thai trứng là bệnh lý do sự phát triển bất
thường của các gai nhau. Các nguyên bào nuôi
tăng sinh quá mức nên tổ chức liên kết và mạch
máu trong gai nhau không phát triển kịp, trở
thành các bọc nước có đường kính từ 1mm đến
* Bộ môn phụ sản Đại học Y dược TPHCM
Tác giả liên lạc: GS.TS. Nguyễn Duy Tài ĐT: 0903856439 Email: duytamv2002@yahoo.com
Y Học TP. Hồ Chí Minh * Tập 18 * Phụ bản của Số 1 * 2014 Nghiên cứu Y học
Sản Phụ Khoa 115
vài chục milimet. Thai trứng là một tổn thương
tăng sản nhưng cũng có thể diễn tiến thành
dạng ác tính.
Tại Việt Nam tỷ lệ mắc thai trứng là 1/658
thai kỳ(8).Trong thực hành lâm sàng trước đây,
thai trứng được chẩn đoán nguy cơ cao sẽ được
hóa trị dự phòng. Theo Bagshawe (1973) và
Kashimura (1986) cho thấy hóa dự phòng không
làm thay đổi diễn tiến bệnh, mặt khác còn gây
độc và kháng thuốc(1,5) nên Hiệp hội sản phụ
khoa Hoa Kỳ (2004) và Hiệp hội sản phụ khoa
Hoàng gia Anh (2004 ‐ 2010) khuyến cáo theo
dõi nồng độ βhCG huyết thanh mỗi tuần ở bệnh
nhân thai trứng sau hút nạo mà không cần hóa
dự phòng(3,14).
Hiện nay tại thành phố Hồ Chí Minh, Việt
Nam chưa có nghiên cứu xác định tỷ lệ bệnh
cần điều trị hóa chất ở những bệnh nhân thai
trứng không hóa dự phòng. Bệnh viện Hùng
Vương là một trong hai bệnh viện chuyên
khoa phụ sản tại thành phố Hồ Chí Minh, tiếp
nhận bệnh nhân đến khám và điều trị thai
trứng. Bệnh viện Hùng Vương hiện đã có
chương trình quản lý và theo dõi thai trứng
sau hút nạo không điều trị dự phòng từ giữa
năm 2010. Như vậy, câu hỏi nghiên cứu được
đặt ra: “Tỷ lệ BNBNTT sau hút nạo thai trứng
không hóa dự phòng tại bệnh viện Hùng
Vương từ 01/2011 ‐ 04/ 2013 là bao nhiêu?”
ĐỐI TƯỢNG ‐ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Thiết kế nghiên cứu
Báo cáo hồi cứu hàng loạt ca trong thời
gian từ 01/2011‐ 4/2013, theo quy định chọn
mẫu toàn bộ.
Tiêu chuẩn nhận vào
Những bệnh nhân điều trị tại khoa ung
bướu phụ khoa bệnh viện Hùng Vương có kết
quả giải phẫu bệnh tại viện là thai trứng, theo
dõi và tái khám đầy đủ 01 năm theo phác đồ.
Tiêu chuẩn loại trừ
Bệnh nhân thai trứng đã hút nạo lòng tử
cung trước khi nhập viện. Mang thai trở lại
trong quá trình theo dõi. Bệnh nhân có chẩn
đoán hay nghi ngờ bệnh tâm thần
Phương pháp tiến hành
Chúng tôi lập danh sách đối tượng nhập
viện tại khoa ung bướu phụ khoa chẩn đoán thai
trứng trong khoảng thời gian từ 01/01 /2011 đến
30/04/2012. Đối tượng được chẩn đoán thai
trứng dựa vào kết quả giải phẫu bệnh của mô
hút nạo lòng tử cung được theo dõi điều trị
ngoại trú và tái nhập viện mỗi tuần theo dõi
nồng độ βhCG cho đến khi âm tính. Sau đó, đối
tượng được xuất viện chuyển tái khám phòng
khám và theo dõi nồng độ mỗi tháng trong 6
tháng đầu, mỗi 3 tháng trong 6 tháng tiếp theo.
Chúng tôi tìm tất cả hồ sơ bệnh án trong nhưng
lần nhập viện của đối tượng để ghi nhận các
biến số. Hồ sơ bệnh án được lưu trữ tại phòng
hồ sơ của bệnh viện Hùng Vương. Theo dõi sau
khi đối tượng xuất viện được lưu trữ bằng sổ
theo dõi tái khám của bệnh nhân thai trứng tại
khoa Ung bướu phụ khoa. Từ đó chúng tôi loại
những đối tượng tái khám không đủ và mang
thai trong quá trình theo dõi. Các đối tượng có
βhCG tăng hoặc bình nguyên trong quá trình
theo dõi, được nhập viện làm các xét nghiệm
tổng soát di căn.
Xét nghiệm định lượng nồng độ βhCG trong
máu tại bệnh viện Hùng Vương được tiến hành
bằng máy Cobas e 602 và thuốc thử Elecsys
HCG+β REF 03271749 190 của hãng Roche.
Các số liệu được nhập và xử lý theo chương
trình SPSS 16.0, phần mềm R và Epical package.
Các phép kiểm được thực hiện ở độ tin cậy 95%
Nghiên cứu quan sát, không can thiệp lên
bệnh nhân. Thông tin riêng của đối tượng
được bảo mật, mã hóa bằng con số và chỉ sử
dụng cho mục đích nghiên cứu. Nghiên cứu
đã được hội đồng y đức Đại học Y dược Tp Hồ
Chí Minh thông qua.
KẾT QUẢ
Trong thời gian từ tháng 01/2011 đến
04/2013 chúng tôi thu thập được 95 trường
hợp thỏa tiêu chuẩn chọn mẫu.
Nghiên cứu Y học Y Học TP. Hồ Chí Minh * Tập 18 * Phụ bản của Số 1 * 2014
Chuyên Đề Sức Khỏe Sinh Sản và Bà Mẹ Trẻ em 116
Bảng 1: Đặc điểm dịch tễ học của đối tượng tham gia
nghiên cứu
Đặc điểm Tổng (n=95) Tỷ lệ (%)
Nhóm tuổi
27,8±7,19
≤20 tuổi 12 12,6
21- 39 tuổi 77 81,1
≥ 40 tuổi 6 6,3
Địa chỉ Tp HCM 50 52,6
Tỉnh 45 47,4
Nghề nghiệp
Công nhân 35 36,8
Văn phòng 10 10.6
Buôn bán 11 11,6
Làm ruộng 6 6,3
Nội trợ 27 28,4
Khác 6 6,3
Tuổi thai theo kinh chót(KC) trong 95 trường
hợp nghiên cứu của chúng tôi có 7 trường hợp
không ghi nhận được thông tin này. Còn lại 88
trường hợp, chúng tôi nhận thấy: tuổi thai theo
kinh chót nhỏ nhất là 5 tuần vô kinh và lớn nhất
là 16 tuần vô kinh, trung bình là 8,75 tuần, với
độ lệch chuẩn là 2,46 tuần.
Chúng tôi ghi nhận có 25 trường hợp, chiếm
26,3% bệnh nhân đến khám vì trễ kinh và thử
thai dương tính đơn thuần, không kèm theo
triệu chứng nào khác.
Triệu chứng ra huyết âm đạo chiếm 48,4% số
bệnh nhân. Triệu chứng đau bụng chỉ chiếm
24,2%. Triệu chứng nghén nặng chiếm 15,8%.
Triệu chứng cường giáp có 3 trường hợp, chiếm
3,2 %. Chúng tôi nhận thấy không có trường
hợp nào tiền sản giật, suy hô hấp trong mẫu
nghiên cứu này.
Bảng 2: Đặc điểm cận lâm sàng
Đặc điểm Tổng (n=95) Tỷ lệ (%)
βhCG trước hút
nạo
<105 UI/L 29 30,5
105- 106 UI/L 62 65,3
>106 UI/L 4 4,2
Nang hoàng
tuyến
Không 87 91,6
Có 8 8,4
Giải phẫu bệnh TTTP 56 58,9
TTBP 39 41,1
Có 6 trường hợp cắt tử cung vì bệnh nhân
đủ con và tuổi > 40, chiếm 6,3%. Trong đó có 3
trường hợp phát triển thành BNBNTT.
Trong 95 trường hợp theo dõi diễn tiến
βhCG mỗi tuần chúng tôi nhận thấy có 64
trường hợp βhCG giảm về âm tính tự nhiên,
31 trường hợp BNBNTT, chiếm 32,6%. Tuần
βhCG thay đổi không theo quy luật ngắn nhất
là 2 tuần, dài nhất là 8 tuần, trung bình 4,29 ±
1,72 (tuần).
Trong 64 trường hợp có βhCG giảm về âm
tính tự nhiên, chúng tôi nhận thấy số tuần ngắn
nhất là 3, dài nhất là 11 tuần, trung bình là 6,28 ±
1,62 (tuần).
Bảng 3: Phân tích đơn biến các yếu tố nguy cơ
Yếu tố Bệnh Không bệnh OR KTC 95% P
Tuổi mẹ
≤20 5(41,7%) 7(58,3%) 1,79 0,51-6,23 0,363
21-39 22(28,6%) 55(71,4%) Ref 0,8-29,29
≥40 4(66,7%) 2(33,3%) 5,01 0,074
Số lần sinh
Chưa sinh 17(29.8%) 40(70,2%) Ref
1-2 lần 10(37%) 17(63%) 1,38 0,53-3,63 0,509
>2lần 4(36,4%) 7(63,6%) 1,34 0,35-5,20 0,668
Số lần hư, bỏ thai
Không có 18(31,6%) 39(68,4%) Ref
1-2 lần 11(37,9%) 18(62,1%) 1,32 0,52-3,37 0,556
>2lần 2(22,2%) 7(77,8%) 0,62 0,12-3,28 0,573
Nồng độ hCG
(UI/L)
<100.000 7(24,1%) 22(75,9%) Ref
≥100.000 24(36,4%) 42(63,6%) 1,79 0,62-5,70 0,242
Nang hoàng
tuyến
Không 25(28,7%) 62(71,3%) Ref
Có 6(75%) 2(25%) 7,44 1,2-78,21 0,014
Giải phẫu bệnh TTBP 13 33,3%) 26 (66,7%) Ref
TTTP 18(32,1%) 38(67,9%) 0,95 0,37-2,5 0,903
(*): Logistic Regression
Y Học TP. Hồ Chí Minh * Tập 18 * Phụ bản của Số 1 * 2014 Nghiên cứu Y học
Sản Phụ Khoa 117
Bảng 4: Phân tích đa biến các yếu tố nguy cơ
Yếu tố Bệnh Không bệnh OR OR hiệu chỉnh KTC 95% p*
Tuổi mẹ
≤20 5(41,7%) 7(58,3%) 1,79 2,1 0,52-8,53 0,3
21-39 22(28,6%) 55(71,4%) Ref Ref
≥40 4(66,7%) 2(33,3%) 5,01 5,12 0,4-66,18 0,211
Tiền căn sinh
Chưa có 17(29.8%) 40(70,2%) Ref
1-2 lần 10(37%) 17(63%) 1,38 1,44 0,49-4,24 0,504
>2 lần 4(36,4%) 7(63,6%) 1,34 1,08 0,13-9,22 0,945
Tiền căn hư-
bỏ thai
Chưa có 18(31,6%) 39(68,4%) Ref
1-2 lần 11(37,9%) 18(62,1%) 1,32 1,02 0,35-2,96 0,974
>2 lần 2(22,2%) 7(77,8%) 0,62 0,43 0,05-4,05 0,463
Nồng độ
βhCG(UI/L)
<100.000 7(24,1%) 22(75,9%) Ref
≥100.000 24(36,4%) 42(63,6%) 1,79 2,16 0,7-6,65 0,18
Nang hoàng
tuyến
Không 25(28,7%) 62(71,3%) Ref
Có 6(75%) 2(25%) 7,44 10,92 1,6-73,8 0,014
Giải phẫu
bệnh
TTBP 13(33,3%) 26(66,7%) Ref
TTTP 18(32,1%) 38(67,9%) 0,95 0,73 0,27-1,95 0,528
(*): Logistic Regression
Nguy cơ BNBNTT ở nhóm có nang hoàng
tuyến tăng hơn 7 lần so với nhóm không hiện
diện nang hoàng tuyến, p= 0,014.
Sau khi đưa 6 yếu tố trên vào phương trình
hồi quy đa biến nhằm kiểm soát yếu tố gây
nhiễu, kết quả yếu tố nang hoàng tuyến có OR
tăng 46,7 % với p= 0,014.Các yếu tố tuổi mẹ
≤20 tuổi, nồng độ hCG có OR tăng lần lượt
17%, 20% nhưng không có ý nghĩa thống kê.
Các yếu tố có OR giảm: tiền căn hư‐ bỏ thai >2
lần, 1‐2 lần, giải phẫu bệnh lần lượt 23%, 30%,
26%, 23% cũng không có ý nghĩa thống kê. Các
yếu tố còn lại OR thay đổi không đáng kể, sự
khác biệt cũng không có ý nghĩa thống kê.
Vì yếu tố nang hoàng tuyến có OR tăng
đáng kể, có ý nghĩa thống kê nên chúng tôi
tiến hành phân tích cặp để tìm yếu tố gây
nhiễu của 1 trong các yếu tố còn lại với nang
hoàng tuyến. Chúng tôi nhận thấy chỉ có yếu
tố tiền căn hư, bỏ thai gây nhiễu cho yếu tố
nang hoàng tuyến.
Bảng 5: Nang hoàng tuyến, tiền căn hư bỏ thai và nguy cơ BNBNTT.
Yếu tố OR thô p OR hiệu chỉnh p*
Nang hoàng tuyến Có/không 7,44(1,2-78,21) 0,014 9,85(1,61-60,14) 0,013
Tiền căn hư- bỏ thai
Chưa có Ref
1-2 lần 1,32(0,52-3,37) 0,556 1,36(1,51-3,58) 0,537
>2 lần 0,62(0,12-3,28) 0,573 0,35(0,05-2,51) 0,229
(*)Wald’s test
Tiền căn hư‐ bỏ thai gây nhiễu cho nang
hoàng tuyến, nguy cơ BNBNTT tăng hơn 32% so
với nang hoàng tuyến đơn thuần, p= 0,013.
BÀN LUẬN
Tỷ lệ bệnh nguyên bào nuôi tồn tại của
nghiên cứu
Tỷ lệ bệnh NBNTT trong nghiên cứu của
chúng tôi là 32,6%. Nghiên cứu chúng tôi có tỷ lệ
khá cao so với các nghiên cứu áp dụng tiêu
chuẩn FIGO từ 18‐29%, tiêu chuẩn của bệnh viện
Charing Cross là 7,9% ‐10%(4). Sự khác biệt về tỷ
lệ bệnh NBNTT là do sự khác biệt trong tiêu
chuẩn chẩn đoán. Phác đồ tại bệnh viện Hùng
Vương chẩn đoán bệnh NBNTT là sự tăng
βhCG 2 lần định lượng cách 01 tuần, hoặc βhCG
thay đổi ít hơn 10% trong 03 lần định lượng
trong 02 tuần liên tiếp. Như vậy, so với tiêu
chuẩn FIGO và bệnh viện Charing Cross chẩn
đoán của chúng tôi sớm hơn 01 tuần.
Nghiên cứu Y học Y Học TP. Hồ Chí Minh * Tập 18 * Phụ bản của Số 1 * 2014
Chuyên Đề Sức Khỏe Sinh Sản và Bà Mẹ Trẻ em 118
Trong nhóm 31 bệnh nhân BNBNTT của
chúng tôi có 13 bệnh nhân có giải phẫu bệnh là
thai trứng bán phần (TTBP), chiếm 33,3% là rất
cao so với nghiên cứu của các tác giả khác.
Trong tổng kết từ 10 nghiên cứu với tổng số
bệnh nhân TTBP là 7235 người, tác giả
Berkowitz nhận thấy tỷ lệ BNBNTT là 01%(2).
Nghiên cứu của Wieslma(15) với 344 bệnh nhân
TTBP, 414 bệnh nhân thai trứng toàn phần
(TTTP) tỷ lệ BNBNTT lần lượt là 1,7% và 13,3 %,
phân loại TTTP hay bán phần ngoài chẩn đoán
giải phẫu bệnh còn dùng xét nghiệm p57KIP2 và
nhiễm sắc thể đồ để hỗ trợ trong những trường
hợp cần thiết. Theo Mungan(10) trong số 310 bệnh
nhân thai trứng chỉ có 11 bệnh nhân TTBP, 45
bệnh nhân BNBNTT đều thuộc nhóm TTTP.
Phân loại thai trứng trong nghiên cứu trên dựa
vào sự kết luận của hai nhà giải phẫu bệnh
chuyên biệt. Trong nghiên cứu của chúng tôi,
mẫu nghiên cứu nhỏ, kết quả phân loại thai
trứng chỉ đơn thuần dựa vào chẩn đoán giải
phẫu bệnh bởi 1 trong 3 bác sĩ tại phân khoa
Giải Phẫu Bệnh của bệnh viện Hùng Vương.
Điều đó có thể dẫn đến sự khác biệt lớn về tỷ lệ
BNBNTT của nhóm TTBP của chúng tôi so với
các nghiên cứu khác.
Trong 64 trường hợp βhCG giảm về âm tính
tự nhiên, chúng tôi nhận thấy 98,4 % có βhCG
giảm về âm tính trước 9 tuần sau hút nạo, chỉ có
01 trường hợp βhCG âm tính lúc 11 tuần. Chúng
tôi theo dõi 01 năm, không có trường hợp nào
βhCG tăng trở lại sau 06 tháng theo dõi.
Yếu tố nguy cơ bệnh nguyên bào nuôi tồn tại
Yếu tố tuổi mẹ
Nghiên cứu của chúng tôi chia tuổi mẹ
thành ba nhóm: ≤ 20 tuổi, 21‐ 39 tuổi, ≥ 40 tuổi.
Phân chia nhóm tuổi này phù hợp vì thai trứng
thường gặp ở giai đoạn đầu và cuối của tuổi
sinh sản. Theo Nguyễn Quốc Tuấn(11) cho thấy,
tỷ lệ thành u nguyên bào nuôi tồn tại ở nhóm
thai trứng có độ tuổi 25‐29 là 32%, tỷ lệ này tăng
lên 72,5% ở nhóm ≥ 40 tuổi. Những bệnh nhân
TTTP ≥ 40 tuổi có nguy cơ u nguyên bào nuôi
cao gấp 02 lần (RR= 1,89) so với những bệnh
nhân < 40 tuổi. Theo Kuyumcouglu(7) tuổi mẹ
làm tăng nguy cơ BNBNTT 4,6 lần. Nghiên cứu
chúng tôi tương tự như của tác giả Mugan(10),
Moodley(9) tuổi mẹ không làm tăng nguy cơ
BNBNTT. Nghiên cứu của chúng tôi có tỷ lệ 21‐
39 tuổi chiếm 81,1%, nên dù tỷ lệ thai trứng có
thấp hơn ở nhóm tuổi này nhưng số bệnh nhân
diễn tiến thành BNBNTT vẫn chiếm đa số 22/31
bệnh nhân. Nên nguy cơ bệnh nguyên bào nuôi
nhóm ≤ 20 tuổi, ≥ 40 tuổi so với nhóm 21‐39 tuổi
trong nghiên cứu của chúng tôi không có ý
nghĩa thống kê. Hy vọng trong thời gian tới,
chúng tôi thực hiện nghiên cứu với cỡ mẫu lớn
hơn để có thể khảo sát mối liên hệ tuổi và nguy
cơ BNBNTT thuyết phục hơn.
Yếu tố tiền thai
Nghiên cứu của chúng tôi nhận thấy tiền căn
sinh nhiều lần không làm tăng nguy cơ
BNBNTT. Điều này cũng tương tự như nghiên
cứu Mungan(10), nhưng khác biệt với
Kuyumcouglu(7). Sự khác biệt này có thể là do
trong nghiên cứu của chúng tôi và nghiên cứu
của tác giả Mungan số bệnh nhân chưa từng
mang thai lần nào chiếm đa số.
Trong nghiên cứu của chúng tôi tiền căn hư
bỏ thai nhiều lần không làm tăng nguy cơ
BNBNTT, tương tự như của tác giả Tchan Kyu
Park(12). Ngược lại Kuyumcouglu, mang thai
nhiều lần làm tăng nguy cơ của BNBNTT lên 7,3
lần(7). Có thể trong nghiên cứu của chúng tôi,
việc phân chia ra thành hai nhóm hư thai và bỏ
thai không riêng biệt. Chúng tôi chỉ ghi nhân
biến số thứ 3 trong tiền căn sản khoa Para của
bệnh nhân. Do đó kết quả khi phân tích chưa
được thuyết phục.
Yếu tố nồng độ βhCG
Nghiên cứu của chúng tôi nhận thấy nguy
cơ BNBNTT của nhóm βhCG ≥ 100.000 UI/L
tăng không có ý nghĩa thống kê so với nhóm
βhCG< 100.000 UI/L. Tương tự như nghiên cứu
của Mungan(10), Moodley(9), nhưng theo Tchan
Kyu Park thực hiện 140 bệnh nhân thai trứng
nhận thấy nồng độ βhCG ≥ 100.000 UI/L có tỷ lệ
BNBNTT 60%. Nồng độ βhCG cao trước hút nạo
Y Học TP. Hồ Chí Minh * Tập 18 * Phụ bản của Số 1 * 2014 Nghiên cứu Y học
Sản Phụ Khoa 119
là yếu tố nguy cơ cao đối với BNBNTT(12).
Nghiên cứu của chúng tôi có 69,5% bệnh nhân
có nồng độ βhCG trước hút nạo ≥ 100.000 UI/L
nhưng tỷ lệ BNBNTT trong nhóm này chiếm
36,4%. Như vậy, nếu chỉ định hóa dự phòng vì
thai trứng nguy cơ cao thì tỷ lệ cần điều trị là
gần 70% trong nhóm chúng tôi. Nên chăng việc
chỉ định hóa dự phòng nên xem xét lại? Có lẽ,
chúng tôi cần nghiên cứu với cỡ mẫu lớn để trả
lời câu hỏi này một cách thuyết phục hơn.
Yếu tố nang hoàng tuyến
Nghiên cứu của chúng tôi nhận thấy yếu tố
nang hoàng tuyến làm tăng nguy cơ BNBNTT
với OR= 7,44 (KTC 95% 1,2‐ 78,21), p= 0,014 so
với nhóm không hiện diện nang hoàng tuyến.
Tương tự nghiên cứu của tác giả Tchan Kyu
Park 63% bệnh nhân có nang hoàng tuyến diễn
tiến thành BNBNTT. Tỷ lệ này tăng lên 80% nếu
nang hoàng tuyến xuất hiện cùng với tử cung
lớn hơn tuổi thai(12). Tương tự Dan Kaye nhận
thấy nang hoàng tuyến là yếu tố nguy cơ của
BNBNTT(6). Do đó, bệnh nhân có nang hoàng
tuyến sau hút nạo thai trứng nên theo dõi chặt
chẽ vì nguy cơ diễn tiến thành BNBNTT.
Yếu tố giải phẫu bệnh
Nghiên cứu của chúng tôi TTTP không làm
tăng nguy cơ BNBNTT so với nhóm TTBP. Tỷ lệ
nhóm TTTP trong nghiên cứu của chúng tôi cao
hơn không đáng kể so với nhóm TTBP 58,9%,
41,1%. Điều này không phù hợp với đa số các
tác giả trong nước. Như nghiên cứu của tác giả
Phạm Thanh Hoàng(13) tỷ lệ TTTP là 81%, của tác
giả Nguyễn Quốc Tuấn(11) TTTP chiếm 77,8%.
Nhưng theo Wieslma báo cáo 414 bệnh nhân
TTTP và 345 bệnh nhân TTBP cho thấy tỷ lệ
TTTP cũng không chiếm đa số, tỷ lệ BNBNTT ở
nhóm TTTP là 13,3 %, nhóm TTBP 1,7%(15).
Trong nghiên cứu chúng tôi, tỷ lệ BNBNTT
trong nhóm TTTP là 32,1%, nhóm TTBP 33,3%.
Sự khác biệt này có thể giải thích vì chúng tôi
nghiên cứu trên 95 bệnh nhân,cỡ mẫu không
lớn. Bên cạnh đó kết quả giải phẫu bệnh trong
nghiên cứu của chúng tôi được đọc ngẫu nhiên
bởi các bác sỹ trong phân khoa giải phẫu bệnh
của bệnh viện Hùng Vương. Trong nghiên cứu
của tác giả Wieslma kết quả giải phẫu bệnh
được kiểm định lại bằng xét nghiệm p57kip2 và
nhiễm sắc thể đồ trong trường hợp nghi ngờ
chẩn đoán. Do vậy việc phân định kết quả giải
phẫu bệnh chính xác hơn trong nghiên cứu của
chúng tôi. Nghiên cứu của tác giả Mungan(10),
Kuyumcouglu(7) chưa tìm thấy mối liên quan
giữa kết quả giải phẫu bệnh và nguy cơ của
BNBNTT. Như vậy, để trả lời thuyết phục yếu tố
giải phẫu bệnh có là nguy cơ của BNBNTT hay
không chúng tôi cần thực hiện nghiên cứu với
cỡ mẫu lớn hơn trong tương lai.
Sau khi phân tích đa biến để kiểm soát yếu
tố gây nhiễu, chúng tôi nhân thấy nguy cơ
BNBNTT ở bệnh nhân có nang hoàng tuyến
tăng từ 7,44 lên 10,92 với p= 0,014. Chúng tôi
tiến hành phân tích cặp yếu tố nang hoàng
tuyến và một trong năm yếu tố còn lại. So với
nang hoàng tuyến kết hợp với các yếu tố khác sự
khác biệt OR không đáng kể, khi nang hoàng
tuyến kết hợp tiền căn hư bỏ thai làm nguy cơ
BNBNTT tăng từ 7,44 lên 9,85 (1,61‐ 60,14), p=
0,013. Từ đó, chúng tôi nhận thấy tiền căn hư bỏ
thai là yếu tố gây nhiễu cho yếu tố nang hoàng
tuyến khi cùng hiện diện. Nghiên cứu của chúng
tôi không tách biệt được nhóm tiền căn hư thai
và nhóm tiền căn bỏ thai riêng biệt nên chúng
tôi không làm rõ được liên quan thực sự của hai
nhóm này và nguy cơ bệnh.
Ngoài ra chúng tôi không đánh giá được
biến số tử cung lớn hơn tuổi thai chiếm tỷ lệ bao
nhiêu trong nhóm bệnh nhân BNBNTT. Nên
việc đánh giá yếu tố nguy cơ BNBNTT trong
nghiên cứu của chúng tôi không thực hiện được
một cách đầy đủ trong trong nghiên cứu của
nhiều tác giả khác. Yếu tố cường giáp là yếu tố
nguy cơ BNBNTT trong nhiều nghiên cứu(6,12),
nhưng trong nghiên cứu của chúng tôi có thể vì
mẫu nghiên cứu chưa lớn, tỷ lệ triệu chứng
cường giáp trong nghiên cứu quá ít 3/95, không
có bệnh nhân cường giáp trong nhóm thai trứng
lành tính,nên chúng tôi không thể tính nguy cơ
BNBNTT của yếu tố cường giáp.
Nghiên cứu Y học Y Học TP. Hồ Chí Minh * Tập 18 * Phụ bản của Số 1 * 2014
Chuyên Đề Sức Khỏe Sinh Sản và Bà Mẹ Trẻ em 120
TÀI LIỆU THAM KHẢO
1. Bagshawe KD (1973), ʺFollow‐up after hydatidiform mole:
Studies using radioimmunoassay for urinary human
chorionic gonadotrophinʺ. J Obstet Gynecol Br common, 80,
pp.461‐468.
2. Berkowitz RS, Goldstien DP (2009). Presentation and
management of molar pregnancy. In Hancock BW, Seckl M,
Berkowitz RS, Cole LA (Eds.), Gestational trophoblastic disease
3rd edition. International society for the study of trophoblastic
disease, London.
3. Diagnosis and treatment of gestational trophoblastic diseaseʺ.
Clinical management guidelines for obstetrician gynecologist,
ACOG practice bulletin No.53 (2004), 103(6), pp.1365‐1376.
4. Franke HR, Risse EKJ, Kenemans P (1983), ʺEpidermiologic
feartures of hydatidiform mole in the Netherlandsʺ. Obstet
Gynecol, 62, pp.613‐616.
5. Kashimura M (1986), ʺProphylactic chemotherapy for
hydatidiform mole: five to 15 years follow‐upʺ. Cancer, 58, pp.
624‐629.
6. Kaye DK (2002), ʺGestational trophoblastic disease following
complete hydatidiform mole in Mulago Hospital, Kam pala,
Ugandaʺ. African Health Sciences, 2(2), pp.47‐51.
7. Kuyumcuoglu U, Guzel Al, Erdemoglu M, Celik Y (2011),
ʺRisk factors for persistent gestational trophoblastic
neoplasia.ʺ J Exp Ther Oncol, 9(1), pp. 81‐84.
8. Lê Nguyên Thông (1996), “Dịch tễ học lâm sàng bệnh chữa
trứng tại TP HCM”. Đại học Y Dược TPHCM, Luận án phó
tiến sĩ khoa học Y dược.
9. Moodley M, Tunkyi K, Moodley J (2003), ʺGestational
trophoblastic syndrome: an audit of 112 patients. A South
African experience.ʺ Int J Gynecol Cancer, 13(2), pp. 234‐239.
10. Mungan T, Cobanoglu O (1996), ʺHydatidiform mole: clinical
analysis of 310 patientsʺ. Int J Gynecol Obstet, 52(3), pp. 233‐
236.
11. Nguyễn Quốc Tuấn (2003), ʺNghiên cứu về một số đặc
điểm thường gặp trên bệnh nhân chữa trứng và các yếu tố
liên quan đến biến chứngʺ. Trường đại học y Hà Nội: Luận
án tiến sĩ y học.
12. Park TK, Kim SN, Lee SK (1996), ʺAnalysis of risk factors for
postmolar trophoblastic disease: categorization of risk factors
and effect of prophylactic chemotherapy ʺ. Yonsei medical
journal, 37(6), pp. 412‐419.
13. Phạm Thanh Hoàng (2009), ʺCác yếu tố nguy cơ thai trứng tại
bệnh viện Từ Dũ từ tháng 02/2009 đến 10/2009ʺ. Đại học Y
Dược TpHCM: Luận văn tốt nghiệp bác sĩ nội trú.
14. The management of gestational trophoblastic diseaseʺ. Royal
college of Obstetricians and Gynaecologist 2010, RCOG green‐top
guideline No.38 (2010)
15. Wielsma S, Kerkmeijer L, Bekkers R (2006), ʺGuidelines
following hydatidiform mole: a reappraisal ʺ. Australian
and New Zealand Journal of Obstetrics and Gynecology, 46(2),
pp. 112‐118.
Ngày nhận bài báo : 30/11/2013
Ngày phản biện nhận xét bài báo : 02/12/2013
Ngày bài báo được đăng :
05/01/2014
Các file đính kèm theo tài liệu này:
- ty_le_benh_nguyen_bao_nuoi_ton_tai_sau_hut_nao_thai_trung_kh.pdf