4.3.1. Tỷ lệ gây chuyển dạ thành công tính theo tuổi của sản phụ
Kết quả nghiên cứu ở bảng 3.8 cho thấy gây CD bằng MSP tỷ lệ thành công ở các nhóm tuổi là t−ơng tự nhau, tỷ lệ thành công thấp nhất ở nhóm 25 - 29 tuổi là 70,4%, cao nhất ở nhóm 20 - 24 tuổi là 81,0%. Sự khác biệt về tỷ lệ thành công ở các nhóm tuổi là không có ý nghĩa thống kê với p > 0,05. Tuy nhiên khi phân tích kết quả gây CD thành công theo các nhóm tuổi thì không thể kết luận đ−ợc MSP có bị chi phối bởi tuổi của sản phụ hay không, bởi vì hầu hết các tr−ờng hợp con so lớn tuổi đều đ−ợc chỉ định phẫu thuật lấy thai sớm, ít có thầy thuốc chỉ định thử thách những tr−ờng hợp đó bằng một cuộc gây CD.
4.3.2. Tỷ lệ gây chuyển dạ thành công tính theo số lần đẻ
Bảng 3.9 đã trình bày mối liên quan giữa tỷ lệ gây CD thành công với số lần đẻ của các đối t−ợng nghiên cứu. Tỷ lệ gây CD thành công ở ng−ời con
so là 130/182 tr−ờng hợp, chiếm tỷ lệ 71,4%, ở ng−ời con rạ là 46/53 tr−ờng hợp, chiếm tỷ lệ 86,8%. Sự khác biệt về tỷ lệ gây CD thành công giữa hai nhóm con so và con rạ là có ý nghĩa thống kê với p < 0,05.
Chúng tôi cho rằng mặc dù MSP là một thuốc có hiệu quả làm chín muồi CTC nh−ng đối với những tr−ờng hợp đã đẻ ≥ 1 lần, CTC đã đ−ợc thử thách thì nó dễ mềm và giãn hơn d−ới tác dụng của thuốc. Tuy nhiên, với kết quả trên có thể cho thấy rằng MSP có hiệu quả làm chín muồi CTC và gây CD đạt hiệu quả cao ở cả ng−ời con so và ng−ời con rạ.
So sánh với kết quả nghiên cứu về tỷ lệ thành công của ng−ời con so và con rạ của một số tác giả khác thì tỷ lệ thành công của chúng tôi cũng t−ơng tự:
- Shi-Yann Cheng: con so là 87,8%, con rạ là 100% [68].
- Lại Thị Nguyệt Hằng: con so là 90%, con rạ là 95,5% [15].
- D−ơng Thị Thu Hiền: con so là 92,5%, con rạ là 95% [16].
- Lê Hoài Ch−ơng: con so là 90,74%, con rạ là 86,11% [7].
- Lê Thị Quyên: con so là 88,3%, con rạ là 93,8% [31].
4.3.3. Tỷ lệ gây chuyển dạ thành công tính theo tuổi thai
Theo bảng 3.10 tỷ lệ thành công trong nghiên cứu của chúng tôi ở tuổi thai > 41 tuần là 81,0%, 42 tuần là 70,5% và 43 tuần là 62,5%. Nh− vậy qua nghiên cứu chúng ta nhận thấy rằng tuổi thai càng cao thì tỷ lệ thành công khi gây CD cũng giảm. Sự khác biệt về tỷ lệ thành công giữa các nhóm tuổi thai là có ý nghĩa thống kê với p < 0,05. Tuy nhiên chúng ta thấy rằng hiệu quả của MSP có thể làm chín muồi CTC và gây CD ở bất kỳ tuổi thai nào.
So sánh với nghiên cứu của một số tác giả khác nh− D−ơng Thị Thu Hiền tỷ lệ gây CD thành công ở nhóm > 41 tuần là 60% [16], Nguyễn Đình Hiển là 90,9% [17], Lê Hoài Ch−ơng là 62,07% [7].
4.3.4. Tỷ lệ gây chuyển dạ thành công tính theo chỉ số Bishop
Theo kết quả nghiên cứu ở bảng 3.11 thì chỉ số Bishop tr−ớc khi gây CD thấp nhất là 1 điểm và cao nhất là 4 điểm, chỉ số Bishop trung bình là 3,02 ± 0,72 điểm.
Chỉ số Bishop = 1 điểm thì tỷ lệ thành công là 57,2%. Chỉ số Bishop = 2 điểm thì tỷ lệ thành công là 64,3%. Chỉ số Bishop = 3 điểm thì tỷ lệ thành công là 75,2%. Chỉ số Bishop = 4 điểm thì tỷ lệ thành công là 84,2%.
Sự khác biệt về tỷ lệ thành công giữa các nhóm chỉ số Bishop khác nhau là có ý nghĩa thống kê với p < 0,05. Chứng tỏ khả năng gây CD của MSP là hiệu quả, đặc biệt trong những tr−ờng hợp có chỉ số Bishop thấp. Điều này hoàn toàn hợp lý vì ngoài tác dụng gây CCTC, tác dụng chính của MSP là làm chín muồi CTC, tạo thuận lợi cho quá trình CD.
Kết quả này cũng phù hợp với kết quả của một số tác giả khác:
- Sancher - Ramos chỉ số Bishop trung bình tr−ớc đặt thuốc là 4,0 ± 2,2 điểm, tỷ lệ thành công là 90,7% [66].
- Ashalatha Shetty chỉ số Bishop trung bình tr−ớc đặt thuốc là 3 điểm, tỷ lệ thành công là 80% [37].
- Dede chỉ số Bishop trung bình tr−ớc đặt thuốc là 3,0 ± 1,9 điểm, tỷ lệ thành công là 87,8% [43].
- Lê Hoài Ch−ơng chỉ số Bishop trung bình tr−ớc đặt thuốc là 2,01 ± 1,06 điểm, tỷ lệ thành công là 88,89% [7].
4.3.5. Tỷ lệ thành công tính theo màu sắc và chỉ số n−ớc ối
N−ớc ối xanh có liên quan đến tình trạng suy thai mãn trong TC hoặc suy thai cấp trong CD, trong 43 tr−ờng hợp ối xanh có 5/43 tr−ờng hợp ối xanh đặc phân su (11,6%). Phân su trong nước ối chứng tỏ có tình trạng thiếu oxy gây dãn cơ co thắt hậu môn, phân su bị tống vào nước ối. Trong tr−ờng hợp thiếu ối, phân su chỉ được pha loãng rất ít gây thêm một nguy cơ uống n−ớc ối lẫn phân su trong TC và có thể đ−a đến biến chứng chính là trẻ hít n−ớc ối có lẫn phân su gây ngạt, suy hô hấp trong CD. Trong 5 tr−ờng hợp n−ớc ối xanh đặc sánh phân su khi CD kết quả có 4/5 tr−ờng hợp trẻ sơ sinh đẻ ra có dấu hiệu ngạt (80%).
Kết quả nghiên cứu ở bảng 3.12, n−ớc ối trong có 192/235 sản phụ chiếm tỷ lệ 81,7%, tỷ lệ gây CD thành công là 155/192 tr−ờng hợp chiếm tỷ lệ 80,7%, tỷ lệ thất bại là 19,3%. N−ớc ối xanh là 43/235 tr−ờng hợp (18,3%), trong đó tỷ lệ thành công là 48,8%, thất bại là 52,2%. Sự khác biệt về tỷ lệ thành công giữa 2 nhóm n−ớc ối trong và n−ớc ối xanh là có ý nghĩa thống kê với p < 0,01.
Theo kết quả nghiên cứu có 27 tr−ờng hợp phải mổ lấy thai vì suy thai và 18 tr−ờng hợp đẻ can thiệp bằng thủ thuật forceps vì suy thai. Vì vậy chúng ta vẫn có thể tiến hành thử thách gây CD những tr−ờng hợp n−ớc ối xanh nếu đ−ợc theo dõi một cách chặt chẽ và can thiệp kịp thời sẽ giảm nguy cơ cho trẻ sơ sinh.
Kết quả nghiên cứu của chúng tôi thì tỷ lệ n−ớc ối lẫn phân su là 11,6%, cũng t−ơng tự nh− kết quả nghiên cứu của một số tác giả khác: Vengalil [70] tỷ lệ n−ớc ối lẫn phân su là 13,3%, Wing [74] là 13%, Ashalatha Shetty [37] là 12,2%, Dede [43] là 10,5% và Nguyễn Duy Tài [32] là 12%.
Trong nghiên cứu của chúng tôi CSNO đ−ợc phân theo các nhóm với các mức độ khác nhau, dựa vào CSNO và tình trạng thai nhi mà các thầy thuốc
đ−a ra tiên l−ợng và các chỉ định theo dõi hay can thiệp cho từng tr−ờng hợp. Theo kết quả ở bảng 3.13 thì tỷ lệ gây chuyển dạ thành công giữa các nhóm có CSNO khác nhau có sự khác biệt, nh−ng sự khác biệt không có ý nghĩa thống kê với p > 0,05.
4.3.6. Tỷ lệ gây chuyển dạ thành công tính theo cân nặng của trẻ
Tỷ lệ thành công đối với trẻ có cân nặng ≤ 3500 gr là 76,4%, đối với trẻ > 3500 gr là 57,9%. Cân nặng trung bình của trẻ là : 3141 ± 329 gr.
Nh− vậy những sản phụ có trọng l−ợng thai nhi ≤ 3500 gr thì tỷ lệ gây CD bằng MSP thành công cao hơn những sản phụ có trọng l−ợng thai nhi > 3500 gr. Sự khác biệt này có ý nghĩa thống kê với p < 0,05 (bảng 3.14). Điều đó nói lên rằng tác dụng của MSP liên quan đến cân nặng của trẻ, có lẽ những tr−ờng hợp thai to có thể làm hạn chế hiệu quả gây CCTC của MSP.
So sánh với kết quả của một số tác giả khác: Ashalatha Shetty [37] cân nặng trung bình của trẻ là 3679 ± 474 gr, Schroder [67] là 3335 ± 580 gr, Witold [75] là 3750 ± 606 gr và Shi-Yann Cheng [68] là 3100 gr.
Kết luận
Qua nghiên cứu chúng tôi rút ra một số kết luận sau:
Với liều 50 μg đặt âm đạo 4 giờ/lần, MSP có tác dụng gây CD trong TQNS với những kết quả:
Hiệu quả gây chuyển dạ của misoprostol
+ Gây CD thành công hết pha tiềm tàng là 81,7%, hết pha tích cực là 79,57%, gây CD thành công và đẻ đ−ờng âm đạo là 74,9%.
+ Thời gian gây CD trung bình hết pha tiềm tàng là 6,18 ± 3,63 giờ, hết pha tích cực là 8,26 ± 3,93 giờ.
+ Thời gian gây CD trung bình đến khi đẻ đ−ờng âm đạo là 8,59 ± 4,04 giờ.
+ Tỷ lệ đẻ đ−ờng âm đạo tr−ớc 12 giờ là 78,4%.
+ Tỷ lệ mổ lấy thai là 25,1%.
Sử dụng MSP đặt âm đạo để gây CD là một ph−ơng pháp có hiệu quả và an toàn, rút ngắn đ−ợc thời gian CD và giảm tỷ lệ mổ lấy thai.
Các yếu tố ảnh h−ởng đến kết quả cuộc chuyển dạ
+ Tỷ lệ gây CD thành công ở ng−ời con rạ (86,8%) cao hơn ng−ời con so (71,4%), sự khác biệt có ý nghĩa thống kê với p < 0,05.
+ Tuổi thai ảnh h−ởng đến kết quả gây CD, sự khác biệt có ý nghĩa thống kê với p < 0,05.
+ Tỷ lệ gây CD thành công ở thai có cân nặng ≤ 3500 gr (76,4%) cao hơn ở thai > 3500 gr (57,9%), sự khác biệt có ý nghĩa thống kê với p < 0,05.
+ Chỉ số Bishop thấp thì tỷ lệ thành công thấp hơn, sự khác biệt có ý nghĩa thống kê với p < 0,05.
+ Tỷ lệ mổ lấy thai cao hơn ở những tr−ờng hợp n−ớc ối xanh và đặc phân su, sự khác biệt có ý nghĩa thống kê với p < 0,001.
Kiến nghị
1. Theo dõi quản lý thai nghén tốt để xác định chính xác tuổi thai và nên chỉ định kết thúc thai nghén ở những thai có nguy cơ quá ngày sinh và chỉ số n−ớc ối giảm để tránh các nguy cơ cho thai và cho mẹ.
1. Alistair W. F.Miller-Robin Callander (1996), “Gây chuyển dạ”, Sản khoa hình minh họa, Nhà xuất bản Y học, tr. 284 - 288.
2. Bộ môn Phụ sản Tr−ờng Đại học Y d−ợc TP.HCM (1996), "Thai quá ngày sinh" và "Trẻ sơ sinh già tháng", Sản phụ khoa, tr. 487 - 492 và tr. 691 - 694.
3. Bộ Y Tế (2007), "Thai quá ngày sinh" và ''Hồi sức sơ sinh ngạt'', H−ớng dẫn chuẩn quốc gia về các dịch vụ chăm sóc sức khoẻ sinh sản, tr. 287 - 289 vàtr. 341 - 345.
4. Nguyễn Thị Bình (2004), "Một số nhận xét về trẻ sơ sinh già tháng tại Bệnh viện Phụ sản Thanh Hoá từ 2002 - 2003", Nội san Sản phụ khoa, tr. 287 - 293.
5. Trần Ngọc Can (1978), “Đẻ khó do cơn co tử cung”, Bài giảngSản phụ khoa, Nhà xuất bảnY học, tr. 165 - 168.
6. Nguyễn Huy Cận (1967), "Chửa già tháng trên thai phụ có tiền sử sẩy liên tiếp đ−ợc điều trị bằng hormon", Nội san Sản phụ khoa, tr. 37 - 43.
7. Lê Hoài Ch−ơng (2005), “Nghiên cứu tác dụng làm mềm mở CTC và gây chuyển dạ của misoprostol”, Luận án Tiến sỹ Y học, Tr−ờng đại học Y Hà Nội.
8. Phan Tr−ờng Duyệt (2004), "Nghiên cứu ph−ơng pháp theo dõi thai quá ngày sinh", Tạp chí Y học Việt Nam, tr. 52 - 56.
9. Phan Tr−ờng Duyệt (2002), "Thai già tháng", Sổ tay lâm sàng Sản phụ khoa, tr. 142 - 148.
11. Phan Tr−ờng Duyệt (1999), “Siêu âm chẩn đoán n−ớc ối'', Kỹ thuật siêu âm và ứng dụng trong Sản phụ khoa, Nhà xuất bản khoa học và kỹ thuật, tr. 99 - 105.
12. Phan Tr−ờng Duyệt, Nguyễn Ngọc Khanh (1989), "Giá trị của một số ph−ơng pháp thăm dò thai quá ngày sinh", Hội nghị tổng kết nghiên cứu khoa học và điều trị năm 1989, tr. 61 - 64.
13. Phan Tr−ờng Duyệt (2000), “Các ph−ơng pháp thăm dò bằng chỉ số lâm sàng”, Các ph−ơng pháp thăm dò về Sản khoa, Nhà xuất bản Y học, tr. 275 - 277.
14. Nguyễn Thị Hậu (1998), "Tình hình thai già tháng trong 2 năm tại khoa sản bệnh viện Quảng Ninh", Nội san Sản phụ khoa, tr. 52 - 59.
15. Lại Thị Nguyệt Hằng (2001), “Đánh giá tác dụng của Misoprostol trong việc gây chuyển dạ ở những thai phụ ối vỡ non'', Luận văn tốt nghiệp Thạc sỹ Y học, Tr−ờng Đại học Y Hà Nội.
16. D−ơng Thị Thu Hiền (2002), ''So sánh tác dụng của oxytocin và Misoprostol trong việc gây chuyển dạ ở những thai phụ ối vỡ non thai đủ tháng'', Luận văn tốt nghiệp Bác sĩ nội trú, Tr−ờng Đại học Y Hà Nội.
17. Nguyễn Đình Hiển (2005), “Đánh giá hiệu quả sử dụng misoprostol phối hợp với oxytocin gây chuyển dạ đẻ trong tr−ờng hợp ối vỡ non'',
Luận văn tốt nghiệp Bác sĩ chuyên khoa II, Tr−ờng Đại học Y Hà Nội.
18. Đỗ Trọng Hiếu (1978), “Sinh lý chuyển dạ”, Bài giảng Sản phụ khoa,
20. Nguyễn Việt Hùng (1999), “Sinh lý chuyển dạ”, Bài giảng Sản phụ khoa, Nhà xuất bản Y học, tr. 84 - 86.
21. Khoa sản phụ Bệnh viện 108 (1961), "Ph−ơng pháp Stein với thai già tháng", Nội san Sản phụ khoa, tr. 217 - 226.
22. Nguyễn Văn Kiên (2005), ''Nghiên cứu tình hình thai quá ngày sinh tại bệnh viện phụ sản trung −ơng trong 3 năm từ 6/2002 - 6/2005'', Luận văn tốt nghiệp Bác sỹ chuyên khoa cấp II, Tr−ờng Đại học Y Hà Nội.
23. Phạm Thị Thanh Mai (2001), "Tình hình sơ sinh già tháng năm 2001 tại Viện bảo vệ bà mẹ và trẻ sơ sinh Trung −ơng".
24. Nguyễn Thị Xuân Mai (2002), “Nghiên cứu tình hình sử dụng Misoprostol tại Viện bảo vệ bà mẹ và trẻ sơ sinh 1998 - 2000”, Luận văn tốt nghiệp Thạc sỹ Y học, Tr−ờng Đại học Y Hà Nội.
25. Huỳnh Thị Bích Ngọc (2001), "Nghiên cứu tình hình thai quá ngày sinh tại viện Bảo vệ bà mẹ trẻ sơ sinh trong 2 năm 1990 - 2000", Luận văn Thạc sỹ Y học, Tr−ờng Đại học Y Hà Nội.
26. Phó Đức Nhuận (1974), "Soi ối", Luận văn tốt nghiệp Bác sỹ chuyên khoa cấp II, Tr−ờng Đại học Y Hà Nội.
27. Phác đồ điều trị phòng đẻ bệnh viện phụ sản Trung −ơng "Thai già tháng", tr 27.
28. Đào Văn Phan (1999), “Các prostaglandin”, D−ợc lý học, Nhà xuất bản Y học, tr. 570 - 573.
29. Đào Văn Phan(2003), “Các prostaglandin”, D−ợc lý học lâm sàng, Nhà xuất bản Y học, tr. 642 - 650.
31. Lê Thị Quyên (2006), ''Đánh giá hiệu quả gây chuyển dạ đẻ bằng cytotec cho thai thiểu ối trên 38 tuần tại Bệnh viện Phụ Sản Trung Ương từ 01/01/2006 đến 30/10/2006'', Luận văn tốt nghiệp Bác sỹ chuyên khoa cấp II, Tr−ờng Đại học Y Hà Nội.
32. Nguyễn Duy Tài, Trần Sơn Thạch (2001), “Thiểu ối trên thai đủ tr−ởng thành ”, Nội san Sản phụ khoa, tháng 7/2002, tr. 21.
33. Trần Sơn Thạch và cộng sự (1998), “Misoprostol trong xử trí ối vỡ non với cổ tử cung không thuận lợi : thử nghiệm ngẫu nhiên có đối chứng”,
Nội san Sản phụ khoa, tháng 8/2001.
34. Huỳnh Nguyễn Khánh Trang (2000), ''Khởi phát chuyển dạ với misoprostol ngả âm đạo: so sánh liều 25 μg với 50 μg'', Nội san Phụ Sản Việt Nam, số 1 tháng 5/2000.
35. Vidal (1996), ấn bản đặc biệt Việt ngữ, p. 1196 - 1197.
Tμi liệu Tiếng anh
36. Alexander J.M. et al (2001), "Prolonged pregnancy: induction of labor and cesarean births", Obstet Gynecol, vol.97, p. 911 - 915.
37. Ashalatha Shetty et al (2001), ''A comparison of oral and vaginal misoprostol tablets in induction of labour at term'', Int J Gynecol Obstet, vol.108, Issue 3, p. 238 - 243.ss
38. Chamberlain M.B, Manning G.A, Morison I, Harman C.R, (1984), “ Ultrasound evaluation of amniotic fluid. The relationship of marginal and decreased amniotic fluid volume to perinatal outcome”. Am J Obstet Gynecol, vol.150, p. 245 - 249.
40. Coelho H.L et al (1994) “ Misoprostol: The experience of women in Fortaleza, Brazil”, Contraception and International Journal, vol.49, no.2/1994, p. 101 - 110.
41. Crane JM, bennett KA (2005), ''First trimester ultrasound screening is effective in reducing postterm labor induction rates: a randomized controlled