Luận án tiến sĩ Y học: Nghiên cứu mật độ khoáng của xương và các yếu tố nguy cơ gãy xương ở phụ nữ mãn kinh tại Thành phố Rạch Giá, tỉnh Kiên Giang

Ộ Ụ Ạ Ộ B  GIÁO D C VÀ ĐÀO T O Ố       B  QU C PHÒNG

Ọ

Ệ H C VI N QUÂN Y 

Ặ Ế THÁI VI T T NG

Ứ Ủ ƯƠ Ậ Ộ NGHIÊN C U M T Đ  KHOÁNG C A X NG VÀ CÁC Y U T Ế Ố

ƯƠ Ở Ụ Ữ Ơ NGUY C  GÃY X NG PH  N  MÃN KINH

Ố Ạ Ạ Ỉ T I THÀNH PH  R CH GIÁ, T NH KIÊN GIANG

Ọ

Ậ

Ế  LU N ÁN TI N SĨ Y H C

Ộ HÀ N I ­ 2019

Ộ Ụ Ạ Ộ B  GIÁO D C VÀ ĐÀO T O Ố      B  QU C PHÒNG

Ọ

Ệ H C VI N QUÂN Y 

Ặ Ế THÁI VI T T NG

Ứ Ủ ƯƠ Ậ Ộ NGHIÊN C U M T Đ  KHOÁNG C A X NG VÀ CÁC Y U T Ế Ố

ƯƠ Ở Ụ Ữ Ơ NGUY C  GÃY X NG PH  N  MÃN KINH

Ố Ạ Ạ Ỉ T I THÀNH PH  R CH GIÁ, T NH KIÊN GIANG

ộ Chuyên ngành: N i khoa

ố          Mã s : 9720107

Ọ

Ậ

Ế LU N ÁN TI N SĨ Y H C

Ọ

Ẫ

NG

ƯỜ ƯỚ I H

NG D N KHOA H C

PGS.TS. Đoàn Văn Đệ

Ộ HÀ N I ­ 2019

Ờ

L I CAM ĐOAN

ứ ủ Tôi xin cam đoan đây là công trình nghiên c u  c a riêng tôi . Các số

ư ừ ự ế ệ ả ậ ượ li u, k t qu  nêu trong lu n án là trung th c và ch a t ng đ c ai công b ố

ấ ỳ trong b t k  công trình nào

Tác giả

ế ặ Thái Vi t T ng

Ụ Ụ M C L C

Trang

Trang ph  bìaụ

ờ L i cam đoan

ụ ụ M c l c

ữ ế ắ ậ ụ Danh m c ch  vi t t t trong lu n văn

ụ ả Danh m c các b ng

ơ ồ ụ Danh m c các s  đ

ả ụ Danh m c các  nh

Ữ Ụ Ắ Ậ Ệ Ế i                DANH M C CÁC CH , KÝ HI U VI T T T TRONG LU N VĂN .........

15        1.2. Mãn kinh  ..............................................................................................

ệ  15        1.2.1. Khái ni m mãn kinh .......................................................................

ế ố ả ưở ế 1.2.2. Y u t nh h 16        ng đ n mãn kinh  ................................................

ưở ủ Ả   1.2.3.  nh h 17        ng c a mãn kinh  .............................................................

ữ ề ử ố ươ ế ố ớ 3.3.1. M i liên quan gi a ti n s  gãy x ng v i các y u t ơ  nguy c

gãy x ngươ  70        .....................................................................................

Ế Ắ Ữ Ụ Ậ Ệ DANH M C CÁC CH , KÝ HI U VI T T T TRONG LU N VĂN

ế TT ầ Ph n vi t ầ Ph n vi ế ầ ủ t đ y đ

ỉ ố ề ố ơ ể )

ng đùi

tắ t AP BMI BN CXĐ DXA 1. 2. 3. 4. 5. Alkaline phosphatase  (Phosphatase ki m )  Body Mass Index (Ch  s  kh i c  th ệ B nh nhân ổ ươ C  x Dual­energy X ray absorptiometry

ươ ụ ấ ượ Đo loãng x ng h p th  tia X năng l ng

6. DPA kép  (Dual Proton Absorptiometry)

ấ

ưở ng)

ngươ

ng)

ấ ấ FSH 7. GH 8. GX 9. 10. Hyl 11. Hyp ụ Đo h p th  Proton kép Follide stimulatinh hormone  Growth hormone (Hormone tăng tr Gãy x ọ ủ ươ ấ ấ Hydroxylisine (D u  n sinh h c h y x ọ ủ Hydroxyproline  (D u  n sinh h c h y

ng)

IOF IL

ạ 12. 13. 14. LH ươ x International Osteoposis Foundation Interlekine Luteinizing hormone (Hormone t o hoàng

ậ ộ ươ ng

15. MĐX 16. MK 17. MSC th )ể M t đ  x Mãn kinh Mesenchymal stem cell­MSC

ế

18. M­CSF ầ  (T  bào m m trung mô)  macrophage colony stimulating factor

ộ

19. NOF (tên m t protein) National Osteoporosis Foundation

ỹ

ố ng Qu c gia ạ ươ 20. OC ươ Qu  loãng x Osteocalcin (marker t o x ng)

ế TT ầ Ph n vi t ầ Ph n vi ế ầ ủ t đ y đ

tắ

t 21. OPG 22. PTH 23. QCT Osteoprotegerin ế ậ Parahormone (Hormone tuy n c n giáp)  Quantitative computer tomography

ụ ắ ớ

24. QUS (Ch p c t l p vi tính) Quantitative UltraSound

ươ

25. RA (Ph ng pháp siêu âm) Radiographic Absorptiometry

ồ

26. RANKL (Đo quang đ  tia X) Receptor activator of nuclear factor kappa­B

27. SPA ligand (Single Proton Absorptiometry)

ấ đ nơ )

28. TNF ụ (Đo h p th  Proton  Toumor necrosis factor

ế ố ủ ố

29. TRAP ạ (Y u t  h y ho i kh i u) Tartrate­resistant acid phosphatase

ạ ấ

30. VĐKDT 31. WHO (Men phosphatase acid kháng tartrate) ớ Viêm đa kh p d ng th p World health organization

ổ ứ (T  ch c Y t ế ế ớ  th  gi i)

Ả Ụ DANH M C B NG

B ngả Tên b ngả Trang

ế ố ả ả ưở ế ể B ng 1.1. Các y u t và hormone có  nh h ng đ n chu trình chuy n hóa

13                                                                                                                                  .........................................................................................................................

ố ố ượ ả ứ ổ B ng 3.1. Phân b  đ i t 54        ng nghiên c u theo nhóm tu i  ...........................

ố ố ượ ả ỉ ố ứ B ng 3.2. Phân b  đ i t ố ơ ể  54        ng nghiên c u theo ch  s  kh i c  th   .............

ố ố ượ ả ứ ổ B ng 3.3. Phân b  đ i t ệ  55        ng nghiên c u  theo tu i có kinh nguy t ...........

ố ố ượ ả ứ ố B ng 3.4. Phân b  đ i t 55        ng nghiên c u  theo s  con .................................

ố ố ượ ả ứ ổ B ng 3.5. Phân b  đ i t 55        ng nghiên c u  theo tu i mãn kinh .....................

ố ố ượ ả ứ ờ B ng 3.6. Phân b  đ i t 56        ng nghiên c u theo th i gian mãn kinh ..............

ỷ ệ ả ươ B ng 3.7. T  l loãng x ng t ạ ổ ươ i c  x 56        ng đùi  ...........................................

ữ ề ử ậ ộ ươ ả ố B ng 3.14. M i liên quan gi a ti n s  té ngã và m t đ  x 64        ng. ................

ữ ử ề ả ố ươ ậ B ng  3.15.  M i  liên  quan  gi a  ti n  s  gia   đình  gãy   x ng  và  m t  đ ộ

ươ  x 64        ng. .............................................................................................................

ứ ộ ả ố ươ B ng 3.18. M i liên quan m c đ  loãng x ố ầ  66        ng theo s  l n sinh con .........

ứ ộ ả ố ươ ầ ầ ổ B ng 3.19. M i liên quan m c đ  loãng x ng theo tu i có kinh l n đ u .  66

ứ ộ ả ố ươ B ng 3.20. M i liên quan m c đ  loãng x ổ  67        ng theo tu i mãn kinh ............

ứ ộ ả ố ươ ờ B ng 3.21. M i liên quan m c đ  loãng x 67        ng theo th i gian mãn kinh ....

ứ ộ ả ố ươ ề ử B ng 3.22. M i liên quan m c đ  loãng x 68        ng theo ti n s  té ngã ............

ứ ả ố ộ ươ ề ử B ng 3.23. M i liên quan m c đ  loãng x ng  theo ti n s  gia đình gãy

ngươ   68        ..............................................................................................................                                                                                                                   x

ứ ộ ả ố ươ ề ử ươ B ng 3.24. M i liên quan m c đ  loãng x ng theo ti n s  gãy x 69        ng ....

ữ ề ử ả ố ươ ươ B ng 3.25. M i liên quan gi a ti n s  gãy x ng và loãng x 70        ng ............

ề ử ả ố ươ B ng 3.26. M i liên quan ti n s  gãy x ổ  70        ng và tu i ...................................

ữ ề ử ả ố ươ B ng 3.27.  M i liên quan gi a ti n s  gãy x ng và BMI 71                                   .........................

ữ ề ử ả ố ươ B ng 3.28. M i liên quan gi a ti n s  gãy x ổ  71        ng và tu i có kinh  .............

ữ ề ử ả ố ươ B ng 3.29.  M i liên quan gi a ti n s  gãy x 72        ng và không sinh con ........

ữ ề ử ả ố ươ ổ B ng 3.30.  M i liên quan gi a ti n s  gãy x 72        ng và tu i mãn kinh .........

ề ử ả ố ươ ờ B ng 3.31.  M i liên quan ti n s  gãy x 73        ng và th i gian mãn kinh ..........

ề ử ả ố ươ B ng 3.32. M i liên quan ti n s  gãy x ề ử  73        ng và ti n s  té ngã ...................

ả ố ươ ề ử ươ B ng 3.33. M i liên quan gãy x ng và ti n s  gia đình gãy x 74        ng ..........

ề ử ữ ế ả ồ ươ B ng 3.34. Phân tích h i qui đa bi n gi a ti n s  gãy x ng và các y u t ế ố

nguy cơ  74        ............................................................................................................

75                                                                                                                                  .........................................................................................................................

ổ ươ ự ả ơ B ng 3.35.  D  đoán nguy c  gãy c  x ổ  76        ng đùi theo nhóm tu i .................

ự ả ơ ươ B ng 3.36. D  đoán nguy c  gãy x ng đùi theo nhóm BMI 77                                ......................

ự ả ơ ươ ề ử B ng 3.37. D  đoán nguy c  gãy x 78        ng đùi theo ti n s  té ngã .................

ự ả ơ ươ ử ề B ng  3.38.  D   đoán  nguy  c   gãy  x ng   đùi  theo  ti n  s   gia  đình  gãy

ngươ   79        ..............................................................................................................                                                                                                                   x

ề ả ị ị ươ ự ỉ B ng 3.39. So sánh ch  đ nh đi u tr  loãng x ơ ng và nguy c  cao d a vào

ượ ươ ị   giá tr  tiên l ng gãy x 80        ng đùi  ...................................................................

ề ả ị ị ươ ự ỉ B ng 3.40. So sánh ch  đ nh đi u tr  loãng x ơ ng và nguy c  cao d a vào

ượ ươ ị   giá tr  tiên l ng gãy x 80        ng toàn thân  ..........................................................

ị ề ử ề ả ỉ ươ ơ ị B ng 3.41. So sánh ch  đ nh đi u tr  ti n s  gãy x ự   ng và nguy c  cao d a

ươ ị ự   vào giá tr  d  đoán gãy x 80        ng đùi  .................................................................

ị ề ử ự ề ả ơ ỉ ị B ng 3.42. So sánh ch  đ nh đi u tr  ti n s  GX và nguy c  cao d a vào giá

ị ượ ươ tr  tiên l ng gãy x 80        ng đùi  .........................................................................

ả ươ ữ ứ B ng 4.1. So sánh t ỷ ệ  l loãng x 84        ng gi a các nghiên c u  .........................

Ể Ồ Ụ DANH M C BI U Đ

Bi u để ồ Tên bi u để ồ Trang

58                                                                                                                                  .........................................................................................................................

ể ươ ậ ộ ươ ữ ồ   Bi u đ  3.1. T ổ ng quan gi a tu i và m t đ  x 58        ng. ................................

ể ươ ậ ộ ươ ồ   Bi u đ  3.2. T ng quan m t đ  x ặ  59        ng và cân n ng (n=206) ...................

ể ươ ậ ộ ươ ề ồ   Bi u đ  3.3. T ng quan m t đ  x 60        ng và chi u cao (n=206) ..................

ể ươ ồ   Bi u đ  3.5. T  l ỷ ệ ố ượ  đ i t ề ử ng có ti n s  gãy x 70        ng (n=206) ......................

ể ươ ị ượ ươ ủ ồ Bi u đ  3.6. T ng quan giá tr  tiên l ng gãy x ng c a mô hình FRAX

75        và mô hình Garvan ..........................................................................................

Ụ Ả DANH M C CÁC  NH

nhẢ Tên  nhả Trang

ạ ươ Hình 1.1. Quá trình tái t o x 7       ng ....................................................................

ồ 7       *Ngu n Stucke S.A.(2008)[11].   .....................................................................

ố ươ ạ   Hình 1.2. Các giai đo n hình thành kh i x ỉ  8       ng đ nh ......................................

ố ươ ữ ế ạ ươ ủ ươ Hình 1.3. M i t ng tác gi a các dòng t bào t o x ng và h y x ng ...   10

ồ 11         *Ngu n Stucke S.A.(2008) [11].    ................................................................

ươ ườ Hình 1.4a. X ng bình th 19        ng     ..................................................................

ị ươ ươ   Hình 1.4b. X ng b  loãng x 19        ng .................................................................

ơ ế ươ ế ổ Hình 1.5. C  ch  loãng x ng nguyên phát (liên quan đ n tu i, MK) 22                  ........

ụ ơ ươ Hình 2.1. Công c  đánh giá nguy c  gãy x 46        ng mô hình FRAX .................

47                                                                                                                                  .........................................................................................................................

ế ả ơ ươ Hình 2.2. K t qu  đánh giá nguy c  gãy x ng mô hình FRAX 47                           .................

ụ ơ ươ Hình 2.3. Công c  đánh giá nguy c  gãy x ng mô hình Garvan 49                          ................

ế ả ơ ươ Hình 2.4. K t qu  đánh giá nguy c  gãy x 50        ng mô hình Garvan ................

1

Ặ Ấ Ề Đ T V N Đ

ươ ượ ệ ị ươ ượ Loãng x ng đ c đ nh nghĩa là b nh x ệ ố ng h  th ng đ ặ   c đ c

ậ ộ ươ ư ở ấ ấ ổ ươ tr ng b i m t đ  x ng th p và thay đ i vi c u trúc trong x ng làm tăng

ơ ễ ị ổ ươ ễ ươ ệ ế nguy c  d  b  t n th ng và d  gãy. Loãng x ầ   ễ ng là b nh di n bi n th m

ứ ệ ế ươ ặ l ng, không gây tri u ch ng cho đ n khi gãy x ả ng x y ra.

ế ớ ệ ườ ươ ươ Trên th  gi i, trên 8,9 tri u ng i gãy x ng do loãng x ỗ   ng m i

ụ ữ ệ ả năm, trong đó 61% ph  n  gãy x ươ Ở ng. Châu Âu, kho ng 22 tri u ph  n ụ ữ

ớ ộ ổ ừ ươ Ở ệ và 5,5 tri u nam gi i trong đ  tu i t ệ  50­84 b nh loãng x ng. Úc, nguy

ươ ươ ổ ở ữ ở ơ c  gãy x ng do loãng x ng sau 50 tu i là 42% n ; 27% nam. Ngày

ứ ố ố ở ỏ   nay, dân s  già ngày càng tăng, đang tr  thành m i quan tâm cho s c kh e

ế ớ ồ ấ ầ ở ươ ộ c ng đ ng trên toàn th  gi i; b i vì t n su t loãng x ng và gãy x ươ   ng

ế ổ ươ ữ ả ặ tăng lũy ti n theo tu i tác. Gãy x ng không nh ng gánh n ng cho b n thân

ặ ế ộ ả ưở ệ b nh nhân, mà còn là gánh n ng cho y t ồ  c ng đ ng,  nh h ế ng đ n sinh

ế ề ạ ộ ố ỗ ho t xã h i, tài chính qu c gia. Chi phí m i năm liên quan đ n đi u tr ị ở

ỹ ỷ Ở ỷ Ở ế M  là đ n 10­20 t USD. ố  Anh Qu c 2,7 t EUR. Úc là 7,5 USD.

ệ ị ươ ệ ổ ươ ề ả B nh nhân b  gãy x ặ ng, đ c bi t là c  x ế   ị ng đùi ph i ch u nhi u bi n

ứ ư ế ử ầ ch ng nh  đau, tàn ph  và t ữ    vong 12­20% trong năm đ u tiên. Nh ng

ườ ấ ượ ố ộ ố ị ả ấ ng i còn s ng sót thì ch t l ề   ng cu c s ng cũng b  gi m sút đi r t nhi u

[1].

ả ệ ị ệ ự ữ ề Vì   nh ng lý do  trên,  d  phòng  và  đi u  tr  hi u  qu   b nh  loãng

ươ ở ế ể ượ ế ượ ữ x ng tr ầ  nên c n thi t. Tuy nhiên, đ  có đ c nh ng chi n l c, k ế

ừ ệ ệ ệ ạ ắ ạ ạ ho ch và bi n pháp can thi p, phòng ng a ng n h n và dài h n b nh loãng

ươ ở ể ồ ướ ơ ể ầ ở x ng ộ  cá th  hay c ng đ ng thì b c s  kh i là c n hi u bi ế ượ t đ ứ   c m c

ế ố ữ ơ ố ố ơ ộ ủ ệ đ  c a b nh, các y u t nguy c  và m i liên quan gi a các m i nguy c  đó.

ừ ị ố ớ ơ ươ T  đó, xác đ nh đ ượ ố ượ c đ i t ng có nguy c  cao đ i v i gãy x ng do loãng

ươ ớ ụ ể ế ượ ỉ ự ề x ng. Ch  khi đó m i c  th  hóa chi n l ị c trong đi u tr  và d  phòng

2

ệ b nh này.

ệ ươ ẩ ươ Hi n nay ề có nhi u ph ng pháp ch n đoán loãng x ng, trong đó đo

ậ ộ ươ ươ ấ ượ m t đ  x ằ ng b ng ph ụ ng pháp h p th  tia X năng l ng kép (DXA)

ượ ế ớ ẩ ề đ c xem là tiêu chu n vàng. Ngoài ra, trên th  gi i có nhi u mô hình tính

ườ ự ầ ượ ệ ơ toán, giúp ng ố i th y thu c d  đoán đ c b nh, nhóm nguy c  cao hay

ấ ướ ế ượ ự ề ạ ợ ị ể th p, đ  có h ng đi u tr  hay d  phòng thích h p, h n ch  đ c nguy c ơ

ươ ử ụ ự ệ gãy x ng.  Hi n nay, có hai mô hình Frax và Garvan đang s  d ng d  đoán

ơ ươ ớ nguy c  cao gãy x ng 5 năm, 10 năm t ư ử ụ   i. Hai mô hình cũng ch a s  d ng

ở ệ ỉ ộ r ng rãi Vi t Nam trong đó có t nh Kiên Giang.

ế ố ề ấ ề ớ ứ  Nhi u nghiên c u cho th y, y u t ậ ụ    vùng mi n, v i thói quen, t p t c

ẽ ẫ ế ỷ ệ ạ ứ ộ ươ sinh ho t khác nhau, s  d n đ n t l và m c đ  loãng x ng khác nhau.

ệ ộ ố ứ ị ế ố ạ T i Vi t Nam, cũng có m t s  nghiên c u xác đ nh t ỷ ệ  l các y u t nguy

ươ ậ ộ ươ ươ ở ữ ơ c  loãng x ng, m t đ  x ng và t ỷ ệ  l loãng x ng ề    nh ng vùng mi n

ố ượ ứ ỉ khác   nhau,   trên   đ i   t ng   nghiên   c u   khác   nhau   [2],[3],[4].   T nh   Kiên

ữ ệ ề ậ ụ ố ắ Giang, cũng có nh ng khác bi t v  nhân tr c, văn hoá, t p t c s ng, tuy

ề ậ ộ ươ ứ ư ẫ ộ nhiên v n ch a có m t nghiên  c u nào  v  m t   đ  x ng, t ỷ ệ  l loãng

ươ ế ố ươ ươ ể ầ x ng, các y u t ơ  nguy c  loãng x ng, gãy x ể   ng. Đ  góp ph n tìm hi u

ươ ở ệ ự ệ ề ề ệ v  b nh lý loãng x ng Vi t Nam, chúng tôi th c hi n đ  tài " Nghiên

ậ ộ ủ ươ ế ố ứ c u m t đ  khoáng c a x ng và các y u t ơ  nguy c  gãy x ươ ở ụ ph ng

ữ ạ ố ạ ỉ ằ ụ   " nh m hai m c n   mãn kinh  t i Thành ph  R ch Giá,  t nh Kiên Giang

tiêu sau

ủ ươ ả ươ ậ ộ 1. Kh o sát m t đ  khoáng c a x ằ ng b ng ph ng pháp DXA và xác

ươ ế ố ế ơ ị đ nh t ỷ ệ  l loãng x ng cùng các y u t nguy c  liên quan đ n loãng

ở ụ ữ ạ ố ạ ỉ ươ x ng ph  n   mãn kinh t i Thành ph  R ch Giá, t nh Kiên giang.

ế ố ị ươ ự ơ

2. Xác đ nh các y u t

ơ  nguy c  gãy x ng và d  báo nguy c  gãy

ứ ươ x ng qua hai mô hình Frax và Garvan. Nghiên c u cũng so sánh giá

3

ị ượ ế ớ ủ ố tr  tiên l ỉ ng c a hai mô hình Garvan và FRAX, và đ i chi u v i ch

ồ ề ị ệ ế ề ị ị đ nh đi u tr  theo khuy n cáo và phác đ  đi u tr  hi n hành .

ƯƠ CH NG 1

Ổ Ệ T NG QUAN TÀI LI U

ọ ươ ệ 1.1. Sinh lý b nh h c loãng x ng

ươ ể ươ ấ 1.1.1. C u trúc x ng và chuy n hóa x ng

ươ ườ ươ ươ Khung x ng con ng i có 206 x ữ ng. Nh ng x ề   ng này có nhi u

ơ ể ầ ạ ư ứ ấ ọ ch c năng quan tr ng nh  góp ph n t o nên dáng d p c  th , nâng đ ỡ

ượ ơ ể ả ơ ể ệ ậ ọ ộ ọ tr ng l ng c  th , b o v  các b  ph n quan tr ng trong c  th , và cùng

ươ ể ễ ơ ộ   ớ ệ ố v i h  th ng c  giúp cho chúng ta di chuy n d  dàng. X ng còn là m t

ư ữ ươ ư ấ ộ “kho” l u tr ứ    ch t khoáng nh  calci và phospho. X ng còn có m t ch c

ấ ế ọ ơ năng quan tr ng khác là n i cung c p t bào g c t ố ừ ủ ươ  t y x ụ ụ ng ph c v  cho

ưở ạ ế ủ ề ự s  tăng tr ng c a nhi u lo i t bào.

ươ ộ ộ ạ X ng là m t mô năng đ ng đ ượ ấ ạ ừ c c u t o t hai lo i mô chính: vô

ữ ơ ữ ơ ầ ầ ơ ế   ế ơ c  và h u c . Thành ph n vô c  chi m 70% và thành ph n h u c  chi m

ọ ượ ươ ủ ế ầ 22%   tr ng   l ủ ng   c a   x ơ ng.   Thành   ph n   vô   c   ch   y u   là   calcium

ủ ế ữ ấ ơ ạ   ầ phosphate hydroxyapatite. Thành ph n h u c  ch  y u là ch t keo lo i I

ế ả (type I collagen), chi m kho ng 85% ,   và các protein non­collagen  (chi mế

ư ả kho ng   15%)   nh   osteocalcin,   osteopontine,   sialoprotein,   glycoprotein,

proteoglycan và gla­protein.

4

ự ấ ạ ươ ể D a vào c u trúc và hình d ng, x ạ   ng có th  chia thành hai lo i:

ươ ươ ứ ụ x ng tr c ( ụ axis) và x ng t chi ( ữ   ươ appendicular). X ng tr c là nh ng

ươ ư ươ ố ố ươ ứ ươ x ng  nh   x ng  đ t  s ng  (vertebrae). X ng t ồ  chi   g m   x ng  tay,

ự ế ươ ặ ố chân. S  phân chia này liên quan đ n hai nhóm x ề ậ   ng đ c và x p đ  c p

ụ ườ ầ ươ ả ố ươ trên.  X ng tr c th ng có thành ph n x ng x p cao (kho ng 75­80%),

ươ ứ ầ ớ ỷ ọ ươ ư nh ng x ng t chi thì ph n l n có t tr ng x ặ ấ ng đ c r t cao .

ậ ộ ươ ể ề ặ ặ ấ   X ng đ c có hai đ c đi m chính: b  ngoài khá dày và m t đ  ch t

ớ ộ ậ ộ ấ ươ ặ ộ khoáng cao. V i đ  dày và m t đ  ch t khoáng cao, x ng đ c là m t mô

ị ấ ươ ắ ặ ơ ồ ấ ứ r t c ng và ch c. X ng đ c bao g m các đ n v  c u trúc Haversian ho cặ

ủ ụ ạ ọ ớ ươ osteon, ch y d c song song v i tr c c a thân x ỗ ng dài. M i osteon có

ứ ế ầ ạ trung tâm là  ng ố Haversian ch a m ch máu, th n kinh và mô liên k t, bao

ế ỏ ươ ở ữ ả ồ quanh là các phi n m ng lamellae mô x ng đ ng tâm; kho ng h  gi a các

ọ ượ ố ớ lamellae g i là lacunae đ ằ   ố ớ ố c n i v i nhau và n i v i  ng Haversian b ng

ệ ố ượ ệ ố ệ ố h  th ng  ng nh ỏ canaliculi. Các h  th ng Haversian đ c tách bi t nhau

ủ ễ ầ ơ ơ ở ớ b i l p cement giàu thành ph n vô  c , là n i di n ra quá trình h y và

ươ ư ộ ả ươ ấ ố ố khoáng hóa x ng. X ng x p có c u trúc gi ng nh  m t t ng ong, có

ậ ộ ươ ế ơ ế ấ ố ồ ấ m t đ  ch t khoáng t ng đ i th p, g m các phi n s i collagen x p song

ỷ ệ ữ ủ ươ ể ệ ố song. T  l ề ặ  gi a di n tích b  m t và th  tích c a x ng x p cao, cho

ạ ộ ể ấ ươ ổ ả th y   ho t   đ ng   chuy n   hóa   x ng   và   kh   năng   thay   đ i   m t   đ ậ ộ

ớ ươ ủ ơ ạ ặ  [5],[6],[7]. ươ x ng (MĐX) c a vùng này m nh h n so v i x ng đ c

ươ ượ ấ ừ ươ ụ X ng chúng ta đ c c u thành t ủ   ẹ  trong b ng m . X ng dài c a

ượ ạ ưở bào thai đã đ ể c “mô hình hóa” đ  có hình d ng khi tr ng thành ngay t ừ

ứ ầ ươ ể ụ tu n th  26 sau khi th  thai. Sau khi sinh, x ng phát tri n nhanh trong giai

ướ ố ươ ậ ỉ ạ đo n tr ả c d y thì. Kho ng 90% kh i x ủ   ng đ nh (peak bone mass) c a

ườ ượ ư ữ ướ ổ ậ ố ộ ộ m t ng c l u tr i đ ờ  trong th i gian tr c tu i d y thì. T c đ  tăng

ưở ờ ỳ ướ ưở ở ữ ơ tr ng MĐX trong th i k  tr c tăng tr ng n  nhanh h n nam gi ớ   i.

5

ứ ộ ộ ổ ư ế ệ ề ữ ữ Nh ng đ n đ  tu i 20, m c đ  khác bi t v  MĐX gi a nam và n  không

ờ ỳ ưở ả ộ ể còn khác nhau đáng k . Sau th i k  tăng tr ng, MĐX tr i qua m t giai

ạ ổ ế ạ ả ị đo n  n đ nh, và giai đo n này kéo dài kho ng 5 đ n 15 năm. Đây chính là

ứ ố ạ ạ ắ ầ ộ ổ giai đo n MĐX đ t m c t ả   i đa. Sau đ  tu i 35, MĐX b t đ u suy gi m,

ứ ộ ấ ả nh t là sau mãn kinh (MK). M c đ  suy gi m MĐX ở ữ ườ  n  th ơ   ng cao h n

ự ả ươ ế ễ nam. Chính vì s  suy gi m MĐX, x ng y u d  gãy.

ể ươ 1.1.2. Quy trình chuy n hóa x ng

ươ ộ ượ ạ ừ ế ộ X ng   là   m t   mô   đ ng   đ c   t o   ra   t 3   nhóm   t bào   chính:

ế ạ ươ ế ủ ươ osteoblast (t bào t o x ng), osteoclast (t bào h y x ng) và osteocyte

ế ươ ế ạ ươ ữ ế ứ ạ (t bào x ng). T  bào t o x ng là nh ng t bào có ch c năng t o ra

ươ ề ặ ủ ươ ằ ể ượ x ng, chúng n m trên b  m t c a x ng, và chúng có th  đ ạ   c kích ho t

ể ế ươ ế ạ ươ ọ ổ ể ế đ  bi n chuy n thành t bào x ng. T  bào t o x ng có "tu i th " trung

ủ ế ươ ữ ế ứ bình là 3 tháng. T  bào h y x ng là nh ng t ả    bào có ch c năng đào th i

ươ ấ ừ ế ủ ố ươ x ng cũ, và chúng xu t phát t các t bào g c trong t y x ế ng. T  bào

ươ ế ầ ổ ọ ươ ứ ạ ủ h y x ỉ ng có "tu i th " ch  2 tu n. T  bào x ng có ch c năng t o ra

ế ấ ạ ươ ằ protein ch t keo lo i (type I collagen). T  bào x ng n m phía d ướ ề  i b

ươ ươ ờ ặ ủ m t c a x ế ng. T  bào x ng không phân bào và có th i gian bán hu ỷ

trung bình 25 năm.

ế ạ ươ ế ỷ ươ ể ậ T  bào t o x ng và t bào hu  x ớ ng v n hành v i nhau đ  hình

ự ươ ạ ươ thành hai quá trình xây d ng x ng (bone modelling) và tái t o x ng (bone

ẽ ề ậ ướ ự ươ ễ remodelling) s  đ  c p d i đây. Quá trình xây d ng x ng di n ra trong

ưở ứ ạ ươ ế ộ ổ đ  tu i thi u niên và tr ng thành, có ch c năng chính là "t o hình" x ng,

ư ứ ể ấ Ở ạ ưở nh  hình th , kích th c, và c u trúc. giai đo n tr ế ng thành đ n sau mãn

ạ ươ ữ ổ ớ ự ễ kinh (n ) và cao tu i (nam), quá trình tái t o x ng di n ra, v i s  tham gia

ỷ ươ ế ạ ươ ạ ươ ủ ế c a t bào hu  x ng và t bào t o x ng. Quá trình tái t o x ng có

ả ươ ứ ữ ế ch c năng chính là đào th i x ng cũ và thay th  vào đó là nh ng x ươ   ng

6

ỷ ươ ớ ạ ươ ố ờ ụ ễ m i. Quá trình hu  x ng và t o x ng di n ra liên t c su t đ i ng ườ   i.

ứ ỗ ườ ộ ộ ươ ớ C  m i 10 năm con ng i có m t b  x ng hoàn toàn m i [8],[9].

ự ươ ạ Quá   trình   xây   d ng   x ng   (modeling)   và   tái   t o   x ươ   ng

(remodeling)

ươ ự ả ươ X ng tr i qua hai quá trình xây d ng x ạ   ng và quá trình tái t o

ươ ữ ế ả ơ ớ x ng. Hai quá trình này x y ra v i nh ng c  ch  riêng bi ệ ể ệ t đ  bi t hóa

ế ươ ạ ượ ự ạ ươ ặ các nhóm t bào x ng giúp đ t đ c s  t o thành x ng và/ ho c làm

ươ ố ợ ớ x ể   ng m i. Hai quá trình này, ph i h p nhau trong quá trình phát tri n

ươ ể ị ạ ươ ủ ế ợ ồ ộ x ng đ  đ nh d ng x ng thích h p, duy trì n ng đ  huy t thanh c a các

ữ ử ấ ươ ươ ion, và s a ch a các vùng c u trúc x ị ổ ng b  t n th ng [10].

ự ươ ổ ị ứ ả Quá trình xây d ng x ng x y ra tu i v  thành niên. Ch c năng  xây

ươ ạ ạ ươ ự d ng x ề ng là t o dáng và chi u dài, hình d ng cho x ng. Trong giai

ự ạ ươ ứ ố ế đo n xây d ng x ng, MĐX gia tăng đ n m c t ự   i đa. Quá trình xây d ng

ươ ề ặ ươ ễ ạ ươ x ng, di n ra trên b  m t x ng, hai quá trình t o x ủ   ng và phân h y

ươ ộ ậ ả ộ ộ ươ ạ ớ ưở x ng x y ra m t cách đ c l p. M t khi x ng đ t t ứ i m c tr ng thành,

ự ươ ẽ ả ể ề ấ quá trình xây d ng x ng s  gi m r t nhi u, hoàn toàn không đáng k  so

ự ể ạ ươ ớ v i trong giai đo n phát tri n. Tuy nhiên, quá trình xây d ng x ng có th ể

ạ ưở ở ữ ự ệ ả x y ra sau giai đo n tr ng thành, ổ ủ ự    nh ng b nh lý có s  thay đ i c a l c

ụ ươ tác d ng lên x ng [11].

ạ ươ ả Ng ượ ạ c l i, quá trình tái t o x ng (remodelling) luôn x y ra theo

ự ủ ươ ạ ươ ả trình t ạ  kích ho t, h y x ng, và t o x ạ   ng (B ng 1.1). Quá trình tái t o

ươ ữ ủ ứ ả ươ ươ x ng có ch c năng phân h y nh ng m ng x ng cũ hay x ạ   ị ổ ng b  t n h i

ế ằ ữ ả ươ ạ ươ ớ ễ thay th  b ng nh ng m ng x ng m i. Quá trình tái t o x ng di n ra liên

ố ờ ượ ươ ố ượ ươ ặ ụ t c (su t đ i), và 25% l ng x ng x p và 5% l ng x ng đ c có th ể

ượ ổ ộ đ c thay đ i trong vòng m t năm [11].

7

ủ ệ ươ ế ươ ớ Vi c phân h y x ng cũ và thay th  x ng m i trong quá trình tái

ả ự ướ ở ộ ủ ừ ạ ạ ươ t o x ng x y ra theo trình t 4 b c: kh i đ ng, phân h y, t m ng ng, và

ở ộ ướ ộ ế ươ ạ ươ  (Hình 1.1). B c kh i đ ng tùy thu c vào các t t o x ng ạ  bào t o x ng,

ề ặ ủ ươ ặ ủ ặ ươ ử ệ ho c là trên b  m t c a x ng ho c là trong t y x ế   ng, g i tín hi u đ n

ế ể ạ ế ủ ươ ướ ủ các t bào t o máu đ  hình thành t bào h y x ng. B c phân h y có th ể

ướ ớ ế ộ ướ ạ ả x y ra phía d i các l p t ế  bào liên k t. Sau m t b ắ   ư c t m ng ng ng n

ủ ế ạ ươ ắ ầ ạ ữ ớ ươ ớ ng i, các t bào t o x ng b t đ u t o ra nh ng l p x ng m i. M t s ộ ố

ế ạ ươ ạ ươ ượ ể ế các t bào t o x ng còn l i trong x ng và đ c chuy n hóa thành t bào

ươ ế ế ớ ớ ế ạ x ng, và các t bào này liên k t v i nhau và v i các t bào t o x ươ   ng

ạ ạ ươ ấ ươ ờ khác. Khi giai đo n t o x ng trên hoàn t t, x ả ng có kho ng th i gian

ạ ạ ủ ư ạ ầ ấ ộ b t đ ng. Giai đo n phân h y kéo dài vài tu n, nh ng giai đo n t o x ươ   ng

ể ế ầ thì c n đ n vài tháng đ  hoàn t ấ  [11],[12]. t

ạ ươ ng Hình 1.1. Quá trình tái t o x

ồ

*Ngu n Stucke S.A.(2008)[11].

ạ ươ ế ể ự ủ ươ Quá trình tái t o x ầ ng c n thi t đ  duy trì l c c a x ng. Quá trình

ề ặ ủ ể ễ ươ ướ ướ này có th  di n ra trên b  m t c a x ng. Tr c khi b ạ   c vào giai đo n

ưở ạ ươ ứ ễ ộ ớ ơ tr ng thành, quá trình t o x ng di n ra v i m c đ  cao h n quá trình

8

ươ ậ ộ ờ ỳ ủ h y x ng, và do đó, MĐX tăng nhanh trong th i k  này. M t đ  khoáng

ươ ộ ổ ứ ạ ấ ộ ủ c a x ng đ t m c đ  cao nh t trong đ  tu i 20 – 30 và các y u t ế ố    di

ố ươ ề ạ ọ ọ truy n đóng vai trò quan tr ng trong giai đo n này g i là kh i x ỉ ng đ nh

ứ ộ ố ạ ắ ầ ớ ố ả (Hình 1.2). Sau khi MĐX đ t m c đ  t i đa, b t đ u suy gi m v i t c đ ộ

ộ ổ ờ ỳ ở ữ ổ   khác nhau theo đ  tu i. Sau th i k  mãn kinh vài năm (  n ) và sau 50 tu i

ế ủ ươ ơ ế ạ ươ ở (  nam), các t bào h y x ộ ng năng đ ng h n t bào t o x ẫ   ng, và d n

ả ạ ơ ươ ế đ n tình tr ng suy gi m MĐX và gia tăng nguy c  gãy x ng (GX) [13],

ủ ươ ự ả [14]. Quá trình h y x ế ụ ng x y ra khi có s  thi u h t calci và phospho trong

ề ố ế ơ ể ả ứ ể ăn u ng, các hormone đi u ti ằ t c  th  ph n  ng b ng cách di chuy n các

ỏ ươ ấ ứ ể ch t khoáng này kh i x ơ ể   ng đ  dùng cho các ch c năng khác trong c  th .

ế ụ ề ầ ả ươ ế ở ơ Khi quá trình này ti p t c x y ra nhi u l n thì x ng tr  nên y u h n và

ủ ầ ấ ế ễ ẫ d  d n đ n GX. Ng ượ ạ c l i, khi cung c p calci và phospho đ y đ , quá

ươ ẽ ấ ụ ổ ượ trình hình thành x ấ ng s  h p th  các ch t khoáng này b  sung l ng d ự

ữ ươ tr  trong x ng [15],[16],[17].

ố ươ ỉ ng đ nh ạ Hình 1.2. Các giai đo n hình thành kh i x

ồ * Ngu n: theo Reid D.M. (2011) [7].

9

ế ạ ươ Các t bào tham gia quá trình tái t o x ng

Ở ậ ượ ấ ừ ạ ế ế b c phân t ử ươ , x ng đ c c u thành t 4 lo i t bào chính: t bào

ươ ế ủ ươ ế ạ t o   x ng   (osteoblast),   t bào   h y   x ng   (osteoclast),   t bào   x ươ   ng

ế ữ ế ế ươ (osteocyte), và t bào liên k t (lining cells). Nh ng t bào này t ớ   ng tác v i

ộ ố ấ ử m t s  ch t khoáng, protein, hormon, và các phân t ể  khác đ  nuôi d ưỡ   ng

ươ ụ ụ ỏ ươ ằ ươ ớ ộ x ng, và liên t c đ c b  x ng cũ và thay b ng x ng m i qua m t quá

ạ ươ trình tái t o x ng.

ế ạ ươ ố ừ ế ồ , có ngu n g c t t ầ    bào m m + T  bào t o x ng (osteoblast)

ủ ủ ươ trung mô (mesenchymal stem cell ­ MSC) c a t y x ng. Chúng có vai trò sinh

ấ ề ươ ợ ề ề ấ ả ổ t ng h p ch t n n x ng, đi u hòa ch t khoáng và s n sinh ra nhi u protein

ạ ươ ộ tham   gia   quá   trình   t o   x ng.   M t   protein   (có   tên   là   macrophage   colony

ươ ụ ể ớ stimulating factor ­M­CSF) qua t ng tác v i th  th  M­CSF làm tăng các t ế

ươ ờ ố ủ ế ươ ả ừ ế ạ bào t o x ng. Đ i s ng c a t ạ  bào t o x ng kho ng t 1 đ n 10 tu n ầ .

ạ ươ ế ạ ươ ớ ươ ữ ạ Trong quá trình tái t o x ng, t bào t o x ng t o ra nh ng l p x ng và

ầ ạ ự ủ ươ góp ph n t o l c c a x ng [18],[19].

ế ươ ế ạ ươ , t bào t o x ng chôn vùi trong các + T  bào x ng (osteocyte)

ươ ẽ ở ế ươ ố ượ ề ế ớ l p x ng s  tr  thành t bào x ng, có s  l ơ   ấ ng nhi u nh t, chi m h n

ế ươ ườ ớ ờ ố ấ ổ ọ ủ 90% c a các t bào x ng ng i l n và có đ i s ng lâu nh t tu i th  trung

ế ươ ậ ự ế ủ ươ ạ ả bình 25 năm. T  bào x ng c m nh n s  bi n d ng c a x ng, do đó báo

ệ ự ầ ế ủ ả ể hi u s  c n thi t ph i thích nghi c a kích th ướ ươ c x ạ ng, hình d ng đ  đáp

ứ ả ủ ơ ể ọ ng tr ng t i c a c  th  [20],[21].

ế ế ế ồ ,  có ngu n g c t ố ừ ế t + T  bào liên k t (lining cells­ màng t bào

ươ ề ặ ủ ẹ ằ ươ ạ bào t o x ng, có hình dài và d t, n m trên b  m t c a x ng, đóng vai

ế ọ ế ươ ế ế trò quan tr ng là liên k t các t bào x ng và liên k t  các t ạ    bào t o

ươ ạ ộ ế ứ ệ ể x ng, hình thành m t m ng t bào có ch c năng chuy n giao tín hi u và

ể ấ ưỡ ươ chuy n giao các ch t dinh d ng trong x ng [11].

10

ủ ươ ế ữ ế là nh ng t ấ  bào xu t phát t ừ ế   t + T  bào h y x ng (osteoclast),

ủ ươ ế ạ ụ ỏ ươ ứ bào t o máu. T  bào h y x ng có ch c năng đ c b  x ng cũ hay x ươ   ng

ủ ươ ủ ạ ấ ộ ọ ị ổ b  t n h i qua m t quá trình phân h y ch t khoáng g i là h y x ng. Trong

ề ườ ủ ế ứ ủ ươ ế ệ đi u ki n bình th ng, ch c năng c a t bào h y x ng và t ạ    bào t o

ươ ạ ộ ộ ươ ứ ươ ớ x ng ho t đ ng song song nhau và m c đ  t ng đ ng nhau, v i tín

ệ ủ ạ ế ả ưở ạ ế ế ề hi u c a lo i t bào này  nh h ng đ n lo i t ệ    bào kia. Trong đi u ki n

ườ ư ế ượ ươ ả ằ ị ượ ươ bình th ng nh  th , l ng x ng b  đào th i b ng l ng x ớ ng m i thay

vào [11],[12].

ế ố ủ Trong các y u t , vai trò c a RANKL (Receptor activator of nuclear

ấ ọ ế factor kappa­B ligand) và OPG (Osteoprotegerin) r t quan tr ng. Các t bào

ỷ ươ ứ ấ ả ạ hu  x ng s n xu t RANKL, và RANK có ch c năng kích ho t quá trình

ủ ươ ạ ộ ư ủ ế bi ệ ậ ế t l p t bào h y x ng, cũng nh  duy trì ho t đ ng c a các t bào này.

ế ạ ươ ứ ứ ả ấ Các t bào t o x ng s n xu t ra OPG, và OPG có ch c năng  c ch ế

ế ố ế ủ ươ RANKL.  Các y u t kích thích t bào h y x ạ ộ   ng cũng gia tăng ho t đ ng

ế ạ ươ ả ủ c a RANKL trong t bào t o x ạ ộ ng, và gi m ho t đ ng OPG.   M t s ộ ố

ứ ầ ấ ượ nghiên c u g n đây cho th y ngay sau khi MK, RANKL đ ạ   c kích ho t

ấ ươ ế ươ ẫ nhanh, và d n đ n m t x ng (loãng x ng). (Hình 1.3).

ố ươ ữ ế ạ ươ ủ ươ ng tác gi a các dòng t bào t o x ng và h y x ng Hình 1.3. M i t

11

ồ

*Ngu n Stucke S.A.(2008) [11].

ể ề ươ 1.1.3. Đi u hòa chuy n hóa x ng

ề ươ Các hormone tham gia đi u hòa x ng

ề ố ể ươ Các   hormone   tham   gia   đi u   ph i   quá   trình ng, chuy n   hóa   x

ạ ươ ở ớ ụ ữ hormone chính trong tái t o x ng nam gi i và ph  n  là estrogen và các

ộ ế hormone n i ti ọ t khác cũng có vai trò quan tr ng trong quá trình hình thành

ạ ươ và tái t o x ng.

ạ ọ ươ Hormone estrogen, đóng vai trò quan tr ng trong quá trình t o x ng.

ế ạ ươ ế ỷ ươ Các t bào t o x ng (osteobast) và t bào hu  x ề   ng (osteoclast) đ u

ụ ể ụ ể ự   mang th  th  estrogen (estrogen receptor­ER). Th  th  estrogen có ái l c

ớ ế ạ ươ ế ủ ươ ự cao v i t bào t o x ng và t bào h y x ng, có vai trò trong s  tăng

ưở ể ươ ả ế ủ ươ tr ng và phát tri n x ng, làm gi m t bào h y x ng. Estrogen còn tác

ế ự ữ ộ đ ng đ n s  phát sinh và hình thành các enzym và protein qua nh ng c  ch ơ ế

ứ ạ ế ụ ữ ấ   ph c t p liên quan đ n các hormone khác. Tính trung bình, ph  n  m t

ả ươ ố ươ ư ặ ờ kho ng 50% x ng x p và 35% x ư   ng đ c trong quãng đ i. Nh ng ch a

ế ủ ự ấ ươ ầ ế ai bi t bao nhiêu ph n trăm c a s  m t x ng này là do thi u (hay suy

ế ố ả gi m) estrogen, và bao nhiêu là do các y u t ế ự  liên quan đ n s  lão hóa hay

ế ố ườ ướ ằ ả các y u t môi tr ng. Tuy nhiên có c tính cho r ng kho ng 25% x ươ   ng

ươ ị ấ ế ặ ả ố x p và 15% x ng đ c b  m t là do suy gi m/thi u estrogen. Estrogen tác

ế ạ ươ ế ủ ươ ế ự ể ứ ế ộ đ ng đ n các t bào t o x ng và t bào h y x ng đ   c ch  s  phân

ươ ạ ạ ọ ươ ủ h y x ng trong m i giai đo n trong quá trình tái t o x ờ   ng. Ngay th i

ờ ỳ ệ ể ả ả ị đi m hay sau th i k  MK, estrogen b  suy gi m, và h  qu  là MĐX cũng

ả ấ ầ suy gi m nhanh chóng, nh t là trong 5 năm đ u sau MK [9],[10],[18].

ự ưở ủ ơ Hormon testosterone, kích thích s  tăng tr ộ   ng c a c , và tác đ ng

ự ế ạ ươ ả tích c c đ n quá trình t o x ng. Testosterone còn s n sinh ra estrogen

ế ộ ơ ươ ệ trong quá trình tác đ ng đ n c  và x ề   ng. Hi n nay, các chuyên gia đ u

12

ằ ẳ ọ ứ   ữ ồ đ ng ý r ng testosterone ch ng nh ng đóng vai trò quan tr ng trong s c

ỏ ươ ở ớ kh e x ng nam gi i mà còn ở ữ ớ  n  gi i. Ng ượ ạ c l i, estrogen cũng có vai

ưở ở ớ trò tăng tr ng MĐX nam gi i  [11],[12].

ế ể ậ ồ ộ Hormone tuy n c n giáp (PTH), PTH ki m  soát n ng đ  calci và

phospho.

ấ ộ ồ ộ ồ + Khi n ng đ  PTH tăng cao, thì n ng đ  calci trong máu th p và

ượ ạ ồ ế ả ẽ ứ ấ ộ ng ồ   i n ng đ  calci tăng cao s   c ch  s n xu t PTH và do đó n ng c l

ỏ ươ ể ả PTH gi m, PTH giúp di chuy n calci kh i x ng vào máu.

ẽ ẫ ế ườ ế ậ + Khi PTH gia tăng s  d n đ n c ng tuy n c n giáp nguyên phát và

ạ ộ ủ ứ ế ủ ươ ế ẫ th  phát, gia tăng ho t đ ng c a các t bào h y x ấ   ng và d n đ n m t

ươ ườ ạ ộ ủ ả ợ ế x ng. Trong tr ng h p PTH gi m, tăng ho t đ ng c a các t ạ    bào t o

ươ ưở ượ ứ ụ ệ ề ị x ả ng,  nh h ng này đã đ c  ng d ng trong vi c đi u tr  loãng x ươ   ng

ằ b ng các tiêm PTH hàng ngày.

ọ ), là hormone đ ượ ổ   c t ng Calcitriol (g i là 1,25 dihydroxy vitamin D

ủ ế ừ ề ậ ợ h p ch  y u t ộ  gan và th n. Calcitriol tác đ ng trên nhi u mô khác nhau,

ự ấ ư ể ấ ọ ở ộ nh ng quan tr ng nh t là đ  tăng s  h p thu calci và phospho ầ    ru t, c n

ế ự ể ườ ươ ấ thi t cho s  phát tri n bình th ủ ng c a x ấ   ng tham gia cung c p ch t

ươ khoáng cho x ng.

ượ ả ừ ế ế ế c   s n   sinh   t ứ   tuy n   giáp,   c   ch   các   t ủ     bào   h y Calcitonin,   đ

ươ ể ươ ể ồ ộ x ự ng duy trì s  phát tri n x ng và ki m soát n ng đ  calci [6].

ế ề ể   ự , đi u hoà s  phát tri n Hormone tuy n giáp (growth hormone­GH)

ạ ộ ươ ưở ủ ươ c a x ng, tác đ ng lên quá trình t o x ng và tr ng thành c a s n. ủ ụ Do

ẽ ả ệ ế ắ ưở ạ ộ ế ơ ậ v y, khi m c b nh tuy n giáp s   nh h ng đ n ho t đ ng c  quan sinh

ả ươ ụ d c, làm gi m bài ti ế  hormone sinh d c nụ ữ và gây loãng x t ng [23].

ế ố ưở ế , làm gia tăng t ạ  bào t o x ươ   ng Các y u t tăng tr ng và cytokin

ủ ươ ạ ươ ạ trong giai đo n phân h y x ng (trong quá trình tái t o x ấ   ng) [24]. M t

13

ươ ạ ươ ế ủ ươ x ng trong quá trình tái t o x ng là do tăng các t bào h y x ớ   ng so v i

ế ạ ươ ữ ượ các t bào t o x ng. Nh ng cytokin sau đây đ c xem là đóng vai trò quan

ọ ươ ơ ế tr ng trong c  ch  estrogen – x ng:

ề ậ ữ ế ậ ộ • TRANCE/RANKL/OPGL: Thu t ng  này đ  c p đ n m t cytokin

có   tên   là   TRANCE   (tumor   necrosis   factor­related   activation­induced

ặ cytokine), RANKL, ho c osteoprotegerin ligand (OPGL).

• Macrophase colony stimuating factor (M­CSF).

• Granulocyte/monocyte­colony stimulating factor (GM­CSF).

• Interleukin 1 (IL­1).

• Interleukin 6 (IL­6).

ế ố ưở ượ ả Các y u t tăng tr ng IL­1, IL6 và TNF đ ạ   ở c s n sinh b i các b ch

ư ư ự ạ ơ ầ c u đ n nhân và đ i th c bào cũng nh  các hormon toàn thân nh  PTH và

ế ố ưở ủ ề ế ộ ố 1,25D. Các y u t tăng tr ng đi u ph i tác đ ng c a estrogen đ n các t ế

ươ ủ ươ ế ố ạ bào t o x ng và h y x ng. Ngoài ra, các y u t này còn kích thích s ự

ệ ế ủ ươ ằ bi t hóa các t bào h y x ng b ng cách gia tăng cytokin [25],[26].

ỏ ượ ế ộ ậ ng th n ti ủ   t ra, tác đ ng c a Glucocorticoid, là hormone do v  th

ự ạ ươ ứ ạ ặ ệ glucocorticoid lên s  t o x ng khá ph c t p, m c dù chúng bi t hóa t ế

ươ ư ẽ ộ ồ ạ bào t o x ng, nh ng khi n ng đ  glucocorticoid tăng s  kích thích quá

ủ ươ ấ ươ ẫ trình h y x ế ng, d n đ n m t x ặ ng, đ c bi ệ ươ t x ố ng x p [23].

ể ươ ố ủ ế ố ự ề ị Quá trình chu chuy n x ng ch u s  chi ph i c a nhi u y u t và

ế ố ế ủ ươ ộ ạ ươ hormones.  Các y u t tác đ ng đ n h y x ng và t o x ể ng có th  tóm l ượ   c

ư ệ ệ ả ả trong (B ng 1.1) (+ ký hi u tăng, ­ ký hi u gi m, và "?" có nghĩa là ch a rõ

ràng):

ế ố ả ả ưở ế B ng 1.1. Các y u t và hormone có  nh h ể   ng đ n chu trình chuy n

hóa

14

ạ ươ Y u tế ố T o x ng

H yủ   ngươ x

ưở

ế + + ­ ­ + ± ? ? + ± ± ?+ + ± ± + + ±

kích thích colony (colony­stimulating ± + ­ ?+ + + ± ? ? ­

ươ ng (bone morphogenic + ­ + ? + + ± ? ? ? ? + ? ? + +

ừ ể ầ ưở ti u c u (platelet­ ? +

ế ố ưở ợ ng nguyên bào s i (fibroblast ? ?

ừ gien calcitonin

­ + ? ?

ế ố khác

*Toàn thân (systemic) PTH/PTH peptide 1,25­hydroxyvitamin D3 Calcitonin Estrogen, androgen Glucocorticoid Retinoid Insulin ng (growth hormone) Hormone tăng tr Hormone tuy n giáp (thyroid hormone)  ụ ộ *C c b  (local) Prostanoid Interleukin­1 Interleukin­4 Interleukin­6 ế ố Y u t factor) Tumor necrosis factor Interferon­gamma Leukemia inhibitory factor Insulin­like growth factors I, II Transforming growth factor Epidermal growth factor Transforming growth factor  ạ ị Protein đ nh d ng x protein) ế ố Y u t ng t  tăng tr derived growth factor)  tăng tr Y u t growth factor)  Peptide t Heparin *Các y u t Proton Calcium Phosphate + ­ + ?­ + ?

15

ượ

ượ ng

ẳ ­ ­ ­ ­ ? + + ± + ? ?+ ? ­ + ­ + Fluoride Bisphosphonate Kháng estrogen (antiestrogen) Gallium nitrate R u, bia  Dòng đi n ệ ọ ấ ộ B t đ ng, không tr ng l ể ụ Căng th ng, th  d c

1.2. Mãn kinh

ệ 1.2.1. Khái ni m mãn kinh ệ ố ạ ờ ườ ụ ữ ể Theo h  th ng phân lo i đ i ng i ph  n  có th  chia thành 7 giai

ạ ắ ầ ớ ự ệ ạ ả đo n [27] . Giai đo n I là b t đ u tái s n sinh v i s  có kinh nguy t. Giai

ạ ượ ủ ể ả ỉ đo n II đ c xem là đ nh đi m c a tái s n sinh (peak reproductive period)

ệ ườ ạ ỳ khi   kinh   nguy t   bình   th ng   theo   chu   k   hàng   tháng.   Giai   đo n   III   là

ớ ặ ờ ỳ ữ ể ế ể ả ầ chuy n ti p gi a tái s n sinh và đ u th i k  MK, v i đ c đi m là hormone

ớ ặ ề ạ ạ ả ồ ể   FSH và AMH đ ng lo t suy gi m. Giai đo n IV là ti n MK, v i đ c đi m

ệ ờ ườ ấ ườ chính là th i gian có kinh nguy t th ộ ng dao đ ng b t th ự ng, và s  khác

ệ ữ ể ế ặ ơ ỳ ườ bi t gi a các chu k  có th  lên đ n 7 ngày ho c dài h n, th ng b t đ u t ắ ầ ừ

ế ướ ứ ở ộ ổ ạ 8 đ n 10 năm tr ả c khi MK x y ra (t c đ  tu i 40). Giai đo n V là

ờ ỳ ữ ế ể ề ầ ạ chuy n ti p gi a ti n MK và MK. Giai đo n VI là đ u th i k  sau MK

ọ (early postmenopause), và giai đ an VII là sau MK (late postmenopause).

ữ ể ạ ặ ặ ỗ ọ ệ M i giai đo n có nh ng đ c đi m sinh h c, đ c bi ổ t là thay đ i hormone,

ả ưở ế ứ ỏ ươ khác nhau, và do đó có  nh h ng đ n s c kh e x ng.

ượ ư ễ ạ ỳ ị MK   đ c  đ nh nghĩa là  tình tr ng ng ng vĩnh vi n chu  k  kinh

ạ ộ ệ ồ ứ nguy t hàng tháng, do nang bu ng tr ng không không còn ho t đ ng. MK

ể ả ộ ự ư ữ ễ ế ộ có th  x y ra m t cách t nhiên nh  là m t trong nh ng di n bi n bình

ườ ộ ờ ủ ườ ể ả ư ẫ th ng c a m t đ i ng ậ ắ   i, nh ng cũng có th  x y ra do ph u thu t c t

ứ ồ bu ng tr ng.

16

ứ ề ấ ị ễ ọ ề ổ Đã có r t nhi u nghiên c u d ch t h c v  tu i MK trên th  gi ế ớ   i.

ộ ổ ứ ữ ả ấ ữ   Nh ng nghiên c u này cho th y tính trung bình, đ  tu i MK x y ra là gi a

ế ổ ứ ấ ộ ớ 47 đ n 52 tu i [28]. ế   M t phân tích m i nh t trên 36 nghiên c u cho ra k t

ả ổ ậ ả ớ ừ qu  tu i mãn kinh trung bình là 48,8 năm, v i kho ng tin c y 95% t 48,3

ế đ n 49,2 [29].

ổ ượ ộ Tu i MK càng ngày càng đ c quan tâm vì đó là m t ch  s  v ỉ ố ề

ụ ữ ủ ẳ ỏ ổ ạ   ạ ứ s c kh e c a ph  n  trong giai đo n cao tu i, hay sau MK. Ch ng h n

ư ướ ư ế ổ ơ nh   NK tr ả c 40 tu i có liên quan đ n gi m nguy c  ung th  vú và ung

ư ư ồ ạ ơ ươ ệ ứ th  bu ng tr ng, nh ng l i tăng nguy c  loãng x ạ   ng và b nh tim m ch

ứ ộ ướ ộ ổ ằ ỗ [30],[31]. M t nghiên c u khác c tính r ng m i năm tăng đ  tu i MK

ơ ử ế ả có liên quan đ n 2% gi m nguy c  t vong [31].

ế ố ả ưở 1.2.2. Y u t nh h ng đ n mãn kinh

ế ệ ượ ư ề ậ ả Nh   đ  c p trên, hi n t ồ   ng MK x y ra khi nang trong bu ng

ứ ố ứ ế ể ả tr ng   suy   gi m  đ n   m c  t i   thi u   và   FSH  (follid   stimulatinh  hormon)

ự ả ệ ề ứ ồ không còn s n sinh. S  khác bi ữ   t v  FSH và nang trong bu ng tr ng gi a

ố ủ ị ự ế ố ề ườ các cá nhân ch u s  chi ph i c a các y u t di truy n và môi tr ng. Do

ự ả ổ ị ưở ế ố ủ ư đó, tu i MK cũng ch u s   nh h ng c a các y u t nh  gen và môi

ườ ệ ầ ộ ế ế ộ tr ng tác đ ng đ n h  th n kinh ­ n i ti t (neuroendocrine system).

ế ố ộ ổ ứ ở ề : Nghiên c u đ  tu i mãn kinh các nhóm + Y u t di truy n

ụ ữ ế ớ ỉ ố ấ ph  n  trên th  gi ề i cho th y ch  s  di truy n (index of heritability) là

ế ầ ố ề ể ả g n   50%.   Nói   cách   khác,   các   y u   t di   truy n   có   th   gi i   thích   50%

ữ ệ ề ổ ộ ố ữ nh ng khác bi ứ   ụ ữ t v  tu i MK gi a các ph  n  [32]. M t s  nghiên c u

ộ ố ư ệ ế ầ ổ g n đây phát hi n m t s  gen có liên quan đ n tu i MK nh  gen BKSK1

ỉ ả ư ữ ả ộ và MCM8, nh ng nh ng gen này ch  gi ổ   i thích kho ng 1% dao đ ng tu i

MK [33],[34].

17

ế ố ứ ồ ồ ứ : Bu ng tr ng và nang là hai y u t ế ố ả     nh + Y u t bu ng tr ng

ưở ể ế ờ ố ượ ị ừ ướ h ng đ n th i đi m MK. S  nang đ c xác đ nh t lúc tr c khi sinh,

ể ạ ư ệ ố và có th  đ t con s  6­7 tri u trong lúc mang thai, nh ng khi sinh ra thì

ế ả ố ỉ ch   còn   700.000   và   gi m   xu ng   còn   300.000   lúc   thi u   niên   [35].   Tuy

ế ố ả ưở ư ế ẫ ố ượ nhiên, y u t nào có  nh h ng đ n s  nang thì v n ch a đ c rõ ràng.

ơ ả ứ ấ ế ị ự Nghiên   c u   c   b n   cho   th y   các   t bào   nang   ch u   s ủ   ố   chi   ph i   c a

ế ằ gonadotropins trong tuy n yên; do đó có suy đoán r ng gonadotropins cũng

ưở ế ổ ả có  nh h ng đ n tu i MK.

ế ố ầ ề ộ ế : Trong quá trình ti n MK và sau + Bi n c  th n kinh ­ n i ti t

ự ệ ả ổ ớ ố ồ MK,   có   s thay   đ i   l n   trong   h   th ng   tái   s n   sinh,   đ i   d ướ   i

ộ ổ ự ế (hypothalamus) và tuy n yên. S  gia tăng hormone FSH trong đ  tu i 40­

ướ ắ ầ ươ ự ự ổ ả 45 x y ra tr c khi MK b t  đ u. T ng t , s  thay  đ i hormone LH

ự ễ ạ ổ (luteinizing hormone) cũng di n ra trong giai đo n này. S  thay đ i FSH

ị ự ả ưở ủ và LH ch u s   nh h ng c a GnRH qua estrogen  [36].

ủ Ả 1.2.3.  nh h ng c a mãn kinh

ưở ạ ớ ự ế ề ệ ẫ ổ Giai đo n mãn kinh v i s  thay đ i hormones d n đ n nhi u h  qu ả

ụ ữ ệ ả ồ ươ ữ cho ph  n  sau mãn kinh. Nh ng h  qu  này bao g m loãng x ộ   ng, các h i

ộ ế ứ ứ ệ ầ ạ ỏ ch ng n i ti t, b nh tim m ch, và s c kh e tâm th n.

ộ ệ ả ự ủ + Loãng x ề   ngươ   là m t h  qu  tr c ti p c a MK, vì estrogen đi u ế

ạ ố ươ ủ ươ ồ ộ ị ph i qui trình t o x ng và h y x ng. Sau MK, n ng đ  estrogen b  suy

ả ả ọ ị gi m nghiêm tr ng. Khi estrogen b  suy gi m, cytokine RANKL (receptor

ượ activator   of   nuclear   factor   k­B   ligand)   đ ạ c   kích   ho t,   và   OPG

ự ả ả ị ủ   (osteoprotegerin) b  suy gi m. Khi RANKL tăng kèm theo s  suy gi m c a

ế ự ấ ể ươ ẫ ế OPG, d n đ n s  m t quân bình qui trình chu chuy n x ớ ng, v i các t bào

ươ ạ ộ ạ ơ ế ạ ươ ế ẫ ủ h y x ng ho t đ ng m nh h n các t bào t o x ấ   ng, và d n đ n m t

ươ ế ự ự ủ ả ả ấ x ng. S  suy gi m c a estrogen còn có liên quan đ n s  suy gi m h p thu

18

ế ằ ẫ ườ ứ ệ ả calcium b ng vitamin D, d n đ n c ấ   ng giáp th  phát và h  qu  là m t

ươ ộ ấ ươ ầ x ố ng [37]. T c đ  m t x ng khá cao (2­3%) trong 5 năm đ u sau MK,

ư ướ ạ ỗ nh ng có xu h ậ ng ch m l i (1% m i năm) sau 5 năm MK.

ể ộ ệ ể ườ : Béo phì cũng có th  xem là m t h  qu ả + Béo phì và ti u đ ng

ở ụ ữ ườ ớ ơ ủ c a mãn kinh, vì t ỷ ệ  l béo phì ph  n  sau MK th ng cao h n so v i ph ụ

ế ự ả ữ ề n  ti n mãn kinh [38]. MK liên quan đ n s  suy gi m tiêu hao năng l ượ   ng

ể ự ầ ậ ả ộ ộ ể (do m t ph n v n đ ng th  l c) và suy gi m t ỷ ệ  l chuy n hóa [38]. Gia

ụ ố ượ ơ ể ỡ tăng béo phì qua tích t và tái phân b  l ng m  trong c  th  cùng v i s ớ ự

ữ ề ế ả ồ ộ ổ suy   gi m   n ng   đ   estrogen   liên   quan   đ n   nh ng   thay   đ i   v   kháng

ơ ắ ệ ể   insulin, tăng cholesterol trong máu, và làm tăng nguy c  m c b nh ti u

ườ đ ng [39].

ệ ự ả ạ : S  suy gi m estrogen sau mãn kinh làm kích + B nh tim m ch

ạ ệ ố ế ở ho t h  th ng renin­angiotensin, và do đó làm tăng huy t áp ụ ữ  ph  n  sau

ụ ữ ế ề ệ ả ủ   MK. Ngoài h  qu  tăng huy t áp, ph  n  sau MK còn tăng b  dày c a

ơ ữ ộ ạ ạ ơ ộ ơ ồ đ ng m ch và tăng nguy c  nh i máu c  tim và x  v a đ ng m ch [40].

ứ ể ộ   ầ : Hormone estrogen có vai trò ki m soát m t ỏ + S c kh e tâm th n

ở ư ả ưở ố s  vùng não (nh  prefrontal cortex và hyppocampus), và  nh h ế   ng đ n

ư ệ ậ ữ ự vi c thu th p thông tin, l u tr thông tin, và tìm thông tin. Do đó, s  suy

ả ả ưở ự ế ả ậ ớ gi m estrogen có  nh h ứ   ng tiêu c c đ n trí nh  và kh  năng nh n th c,

ứ ộ ả ằ ưở ấ tuy r ng m c đ   nh h ấ ng r t th p [41].

ủ ộ ế   ậ Trong công trình này, chúng tôi t p trung vào tác đ ng c a MK đ n

ệ ươ ự ả ế b nh loãng x ng. Ngoài ra, chúng tôi cũng xem xét đ n s   nh h ưở   ng

ế ố ế ế ươ ở ụ ữ ủ c a các y u t liên quan đ n MK đ n loãng x ng ph  n  sau MK.

ươ 1.3. Loãng x ng

ệ ị ươ 1.3.1. Khái ni m và đ nh nghĩa loãng x ng

ừ ử ầ ế ỷ ư T  n a đ u Th  k  18, Federic Martin Lostein (1777­1835) đ a ra

19

ệ ươ ư ể ờ ế ươ khái ni m loãng x ng. Nh ng theo th i gian hi u bi t loãng x ng có

ứ ủ ữ ữ ề ổ nhi u thay đ i. Nh ng công trình nghiên c u c a Albright nh ng năm

ằ ươ ủ ự ầ 1930­1940 cho r ng loãng x ữ   ng là s  calci hóa không đ y đ . Nh ng

ủ ề năm 1960­1971, các công trình c a Bordier và Meunier v  hình thái, t ổ

ứ ủ ươ ạ ỉ ươ ọ ch c h c c a x ng, l ằ i ch  ra r ng loãng x ả ng là gi m kh i l ố ượ   ng

ươ ư ậ ỗ ọ ươ ệ x ng . Nh  v y m i nhà khoa h c nhìn loãng x ng có khái ni m khác

nhau [42].

ổ ứ ế ế ớ ị ươ Năm 1994, T  ch c Y t Th  gi i (WHO) đ nh nghĩa loãng x ng:

ộ ệ ớ ặ ố ượ ể ươ ả ngươ  là m t b nh v i đ c đi m kh i l ng x ng suy gi m, vi “Loãng x

ủ ươ ị ư ỏ ế ạ ươ ấ c u trúc c a x ẫ ng b  h  h ng, d n đ n tình tr ng x ị ế ng b  y u và h ệ

ả ơ ươ qu  là tăng nguy c  gãy x ng” [43].

ị ươ ượ ậ ạ ấ ủ ệ Đ nh nghĩa c a b nh loãng x ng đ c ch p nh n t ộ ộ i m t h i ngh ị

ố ế ể ộ ươ ặ ị ố ạ ể “Đ c đi m b  x ổ   ng b  r i lo n do t n qu c t phát tri n vào năm 2001 là

ươ ứ ủ ươ ế ẫ ơ ị th ề ng, s c b n c a x ng b  suy gi m ả   d n đ n gia tăng nguy c  gãy

ứ ề ủ ươ ự ế ợ ủ ậ ộ ả ả ấ ươ x ng. S c b n c a x ng ph n  nh s  k t h p c a m t đ  ch t khoáng

ươ ấ ượ ươ trong x ng và ch t l ng x ng. ”[44].

ươ ị ươ ng ng ươ Hình 1.4b. X ng b  loãng x ườ Hình 1.4a. X ng bình th ồ

* Ngu n: theo Kanis J.A. (2010) [45].

ị ươ ấ ướ ộ ệ ng là MĐX th p d ẩ   i 2,5 đ  l ch chu n WHO xác đ nh loãng  x

20

ụ ữ ẻ ủ ớ (SD) so v i MĐX trung bình c a ph  n  tr  [14],[45].

ạ ươ 1.3.2. Phân lo i loãng x ng

ộ ươ ể ạ M t cách chung, loãng x ng có th  phân làm hai lo i: loãng x ươ   ng

ươ ứ ươ nguyên phát và loãng x ng th  phát. Loãng x ng nguyên phát liên quan

ộ ổ ổ ở ớ ế đ n đ  tu i (sau mãn kinh ở ữ ớ  n  gi i và sau 50 tu i nam gi i). Loãng

ươ ể ả ứ ệ ế ố ưở x ng th  phát liên quan đ n các b nh lý và thu c có th   nh h ế   ng đ n

ể ươ quá trình chu chuy n x ng.

ươ ổ ế + Loãng x ng type I (liên quan đ n tu i)

ư ộ ệ ệ ả ả ườ Là b nh x y ra nh  m t h  qu  bình th ng quá trình lão hóa và sau

ả ưở ụ ữ ầ ộ ươ mãn kinh. Sau mãn kinh  nh h ng m t ph n ba ph  n  loãng x ng và

ượ ở ự ả ươ đ c gây ra b i s  suy gi m hormone estrogen. Loãng x ế   ng liên quan đ n

ổ ở ả ớ ữ ư ầ ấ ả tu i, x y ra c  hai gi ữ ệ i nam và n , nh ng n  b nh g p hai, ba l n nam

ớ ụ ữ ấ ươ gi i, nguyên nhân do ph  n  có hai pha m t x ấ   ng song song đó là m t

ươ ấ ươ ổ ắ ầ ở ờ ỳ x ế ng liên quan đ n tu i và m t x ng nhanh b t đ u th i k  MK và

ấ ươ ế ạ ầ ậ kéo dài đ n 4­ 8 năm sau đó là giai đo n m t x ố ng ch m su t ph n còn

ạ ộ ờ ỉ ả ấ ươ ạ ộ l i cu c đ i. Ng ượ ạ c l i, đàn ông ch  x y m t giai đo n m t x ng liên

ụ ữ ấ ươ ế ế ậ ả ổ ụ quan đ n tu i ch m và liên t c. K t qu  là ph  n  m t x ơ   ề ng nhi u h n

ấ ươ ạ ở ụ ữ ấ ừ ươ nam. Giai đo n m t x ng nhanh ph  n  m t t 5­10% x ặ ng đ c, 20­

ươ ố ở ầ ư ươ ễ ế ị ươ 30% x ng x p h u h t các v  trí d  gãy nh  x ng chi và x ộ   ng c t

ấ ươ ạ ấ ừ ậ ươ ố s ng. Giai đo n m t x ng ch m, m t t 20­25% x ặ ng đ c và x ươ   ng

ờ ữ ố ủ ả x p c a c  nam và n  trong th i gian dài.

ế ố ủ ự ặ ề ưỡ M c dù có s  đóng góp c a y u t di truy n và dinh d ng, giai

ấ ươ ạ ở ụ ữ ấ ươ ạ đo n m t x ng nhanh ph  n  MK và giai đo n m t x ng ch m ậ ở ụ ph

ủ ế ư ụ ề ữ n  và nam gi ớ ườ i d ế ng nh  ch  y u là do thi u h t estrogen (Đi u này

ượ ự ế ứ ằ ế ụ ề ệ ỉ đ c ch ng minh b ng th c t là vi c đi u ch nh thi u h t estrogen có th ể

21

ố ớ ụ ữ ừ ữ ạ ổ ngăn ng a nh ng thay đ i này). Đ i v i ph  n , giai đo n m t x ấ ươ   ng

nhanh là

ự ụ ứ ủ ả ằ ồ ọ ắ ầ b t đ u b ng s  s t gi m nghiêm tr ng estrogen c a bu ng tr ng khi MK.

ụ ể ả ươ ẫ Gi m estrogen trên các th  th  estrogen trong x ế ự ng d n đ n s  gia tăng

ươ ế ợ ệ ả ươ ố ỏ ủ phá h y x ng k t h p vi c gi m hình thành x ớ   ng, cu i cùng m ng l p

ủ ươ ủ ấ ặ ươ ố ỏ v  ngoài c a x ng đ c và phá h y c u trúc x ng x p [14].

ấ ươ ượ Ng ượ ạ c l ạ i, giai đo n m t x ậ ng ch m đ ở ự ế   c cho là gây ra b i s  k t

ế ố ủ ả ồ ổ ợ h p c a các y u t ả    bao g m do tu i cao, gi m calci và vitamin D, gi m

ạ ộ ụ ự ể ấ ấ ằ ho t đ ng th  ch t, và m t tác d ng estrogen trên s  cân b ng calci trong

ố ớ ươ ụ ủ ư ậ ộ ru t và th n cũng nh  tác d ng c a nó đ i v i x ng.

ẫ ế ụ ề ả ấ ở ộ ả Đi u này d n đ n suy gi m h p th  calci ru t và gi m calci ở ậ    th n.

ế ượ ụ ừ ế ộ ủ ể ấ ố ượ N u l ng calci h p th  t ch  đ  ăn u ng không đ  đ  bù cho l ng calci

ướ ắ ầ ể ế ả ồ ị ấ b  m t trong phân và n c ti u, calci huy t thanh b t đ u gi m. N ng đ ộ

ế ậ ạ ỏ ỏ ươ ẽ hormone tuy n c n giáp sau đó s  tăng lên, lo i b  calci kh i x ng. (Hình

1.3)

ự ế ạ ừ ấ ươ ở ụ ữ Th c t , ngo i tr m t x ng nhanh ấ    ph  n  MK, quá trình m t

ươ ườ ở Ở ớ ự ế x ng   ng i   già ữ ố   nam   và   n   gi ng   nhau. nam   gi ụ   i,   s   thi u   h t

ả ưở ụ ế ấ ả ẫ ồ hormone  nam  nh  h ế   ng  đ n h p  th   calci  và b o  t n  calci,  d n  đ n

ứ ữ ế ế ậ ấ ằ ườ c ủ   ẫ ng năng tuy n c n giáp th  phát d n đ n m t cân b ng gi a phá h y

ươ ả ấ ươ ế ậ ố ộ ờ x ng và hình thành k t qu  m t x ng ch m kéo dài su t cu c đ i vì

ự ể ươ ề ơ testosterone có th  kích thích s  hình thành x ng nhi u h n estrogen, tuy

ấ ươ ườ ổ ớ ự ơ ệ nhiên,   vi c   m t   x ng   ng i   đàn   ông   cao   tu i   l n   h n   s   hình   thành

ươ x ng [15],[46].

22

ơ ế ươ ế ổ ng nguyên phát (liên quan đ n tu i, MK) Hình 1.5. C  ch  loãng x

ồ *Ngu n: Rockville (2004)[15].

ươ + Loãng x ứ ng th  phát

ươ ứ ượ ố ượ ấ ị ươ Loãng x ng th  phát đ c đ nh nghĩa là m t kh i l ng x ng,

ấ ả ươ ở ệ ề ẩ ặ suy gi m, vi c u trúc x ụ   ng, và GX gây ra b i b nh ti m  n ho c tác d ng

ụ ủ ươ ứ ườ ộ ố ệ ph  c a thu c. ố Loãng x ng th  phát th ng ả x y ra do m t s  b nh mãn

ư ể ạ ấ ườ ứ ộ ớ tính nh  viêm đa kh p d ng th p, ti u đ ng, h i ch ng cushing, c ườ   ng

ườ ế ậ ể giáp, c ng tuy n c n giáp, thi u năng sinh d c ụ [15],[47].

ứ ệ ươ 1.3.3. Tri u ch ng loãng x ng

ươ ượ ệ ể Loãng x ng còn đ ệ   ầ c xem là căn b nh âm th m, hi u theo nghĩa b nh

ứ ể ệ ễ ế ầ ộ ặ   di n ti n m t cách "âm th m", hi u theo nghĩa không có tri u ch ng đ c

ế ệ ạ ợ hi u, cho đ n khi gây GX. Tuy nhiên, ở ộ ố ườ  m t s  tr ng h p, tình tr ng suy

ứ ủ ư ệ ề ả ộ ươ ể gi m chi u cao và gù l ng có th  là m t tri u ch ng c a loãng x ng.

ụ ữ ươ ớ ỷ ệ ơ ươ Ph  n  loãng x ng v i t l ụ ữ  GX cao h n ph  n  không loãng x ng khi

ế ấ ươ ư ươ ườ ả ớ ti p xúc v i ch n th ng nh  nhau. GX do loãng x ng th ng x y ra ph ụ

ấ ạ ị ạ ổ ớ ữ n  trên 50 tu i liên quan v i MĐX th p t i v  trí GX. Trong các lo i GX,

23

ố ố ươ ổ ộ thì GX đ t s ng, gãy CXĐ và gãy x ầ   ng c  tay (gãy Colle, gãy m t ph n

ứ ặ ầ ộ ba d ướ ươ i x ng quay ho c gãy Smiths, t c là gãy m t ph n ba d ướ ươ   ng i x

ụ ượ ể ặ ư ươ tr ) đ c xem là các th  đ c tr ng GX do loãng x ng.

ươ ườ ổ + GX c  tay và x ng đùi th ng là do té ngã.

ộ ố ệ ấ ố ứ   + GX c t s ng, đa s  cũng không có d u hi u lâm sàng, theo nghiên c u

ư ứ ề ả ạ ặ ư ầ g n đây kho ng 20­30%   nh  đau l ng, đi ho c đ ng đ u đau, h n ch ế

ộ ố ế ả ặ ạ ộ ậ ề ậ v n đ ng c t s ng, gi m chi u cao, bi n d ng ho c tàn t ộ ố   t. GX c t s ng

ả ưở ầ ư ụ ữ ộ nh h ng m t ph n t ph  n  sau MK.

ả ặ ề ậ ấ ớ ậ ậ + Gãy CXĐ là h u qu  n ng n  nh t. Đau đ n, tàn t ộ   ệ t, nh p vi n là m t

ả ặ ứ ữ ề ế ế ậ ẫ ậ ộ   trong nh ng h u qu  n ng n  GX. Bi n ch ng sau ph u thu t chi m m t

ả ằ ế ầ ầ ph n ba BN. Gãy CXĐ 20% ch t trong năm đ u tiên, 20% ph i n m li ệ   t

ườ ự ệ ả ằ ầ gi ng, 20%, 40% không có kh  năng th c hi n các nhu c u h ng ngày

ả ở ưỡ ủ ọ c a h , còn 20% ph i nhà d ng lão [43],[44].

ế ố ơ ế ươ ữ 1.3.4. Nh ng y u t nguy c  liên quan đ n loãng x ng

ế ố ổ ượ ơ *Y u t nguy c  không thay đ i đ c

ố ượ ươ ơ ấ ờ Kh i l ng x ng tăng trong th i th   u và thanh niên ổ + Tu i cao:

ở ổ ộ ố ủ ố ổ ị ạ ỉ đ t đ nh cao ế   ế ụ ủ  tu i 20 c a cu c s ng và ti p t c c ng c  và  n đ nh cho đ n

ố ượ ươ ắ ầ ạ ổ trên 30 tu i và kh i l ng x ả ng b t đ u gi m [48],[49]. ố   Sau giai đo n kh i

ươ ạ ỉ ố ượ ươ ắ ầ ả ở ớ x ng đ t đ nh, kh i l ng x ng b t đ u gi m nam gi ụ ữ   i và ph  n ,

ấ ươ ả ỗ Ở ụ ữ ẽ m t x ế ng kho ng 0,3% đ n 0,5% m i năm. ph  n  MK s  tăng t c s ố ự

ấ ươ ầ ả ừ ế m t x ng kho ng 10 l n, t 4 đ n 8 năm sau MK [13].

ụ ữ ơ ớ ấ ơ loãng x ngươ  cao h n nam gi ầ   i g p 4 l n + Gi i:ớ  Ph  n  có nguy c

ướ ươ ỏ ơ ố ươ ấ ơ ỉ vì kích th c x ng nh  h n nam, kh i x ng đ nh th p h n. Ngoài ra,

ờ ỳ ộ ế ố ả ụ ữ ứ ồ ướ th i k  MK suy gi m n i ti t t bu ng tr ng, ph  n  có xu h ấ   ng m t

ươ ớ x ơ ng nhanh h n nam gi i [50].

24

ệ ữ ộ  T  l ỷ ệ loãng x ự ngươ  có s  khác bi ủ   t gi a ba nhóm ch ng + Ch ng t c: ủ

ườ ươ ộ ượ t c đ c đánh giá trên MĐX; ng ắ i da tr ng có t ỷ ệ loãng x l ng cao nh t,ấ

ườ ấ ườ ỹ ố ữ ằ ng i M  t ỹ ỷ ệ ấ  l th p nh t, ng i M  g c Mexico n m gi a hai nhóm này. S ự

ệ ế ố ủ ữ ế ộ ị khác bi t gi a các ch ng t c liên quan đ n y u t gene, đ a lý và môi tr ườ   ng

[44].

ề ử ấ ươ ộ ổ ng tu i già. Theo + Ti n s  gia đình : M t vài gen có vai trò m t x

ề ử ế ệ ơ ị Kanis (2004) ti n s  gia đình b  gãy CXĐ nguy c  GX cho th  h  con là 1,5

ầ ầ l n (RR 1,54; 95%CI = 1,25­1,88) và gãy CXĐ là 2,2 l n (RR = 2,27, 95%

ậ ằ ế ệ ế ề ử CI =1,47­3,49) và k t lu n r ng ti n s  gia đình GX, th  h  con có nguy c ơ

ươ cao GX do loãng x ng [51],[52].

ề ử ụ ữ ậ ẫ ớ ị ồ   ả :  Ph   n   MK  s m  hay  b  ph u  thu t   bu ng +  Ti n  s sinh   s n

ứ ấ ố ụ ữ ả tr ng, t ỷ ệ ấ ươ  m t x l ớ   ng nhanh tăng theo c p s  nhân. Ph  n  sinh s n v i

ẻ ế ổ ổ ờ ố ầ s  l n sinh đ , tu i có kinh, tu i MK, th i gian MK có liên quan đ n MĐX

ố ầ ề ẻ ả ằ ọ ề   có nhi u tranh c i [43]. Các nhà khoa h c cho r ng, s  l n sinh đ  nhi u

ả ầ ớ ị liên quan ngh ch v i MĐX gi m do nhu c u calci tăng cao trong th i k ờ ỳ

ố ầ ứ ề ằ mang thai. Ng ượ ạ c l i, có nghiên c u cho r ng, s  l n sinh con nhi u tăng

ố ươ ủ ồ ộ ch ng loãng x ỳ   ng do gia tăng n ng đ  estrogen trong 3 tháng c a thai k .

ữ ầ ờ ướ ặ ộ Th i gian gi a hai l n có thai d i hai năm, đ c bi ệ ướ t d i m t năm tăng

ươ ướ ổ ớ ị ơ nguy c  loãng x ng. Có thai tr c 27 tu i liên quan ngh ch v i MĐX

ấ ả ả ưở ộ ươ ấ ườ gi m do calci cung c p cho bé,  nh h ế ng x u đ n b  x ng ng ẹ i m .

ế ố ổ ượ ơ ể *Y u t nguy c  có th  thay đ i đ c

ố ơ ể ỉ ố ấ ơ ươ BMI th p có nguy c  loãng x ng, + Ch  s  kh i c  th  (BMI),

ớ ơ ươ ầ ớ ớ v i BMI <19,0 so v i BMI <23,0 nguy c  loãng x ng 1,8 l n v i OR=1,8

ỗ ơ ể ả ơ ị (95% CI 1,2­2,7) và tăng m i đ n v  BMI  gi m đáng k  12% nguy c  loãng

ươ x ng [53],[56].

25

ế ộ ố ượ ầ duy trì l ng calci đ y đ ủ + Ch  đ  ăn u ng calci và vitamin D,

ấ ầ ữ ệ ệ ố ộ ế ệ qua ăn u ng là m t bi n pháp h u hi u, r t c n thi ừ   t cho vi c ngăn ng a

ỏ ươ ể ạ ơ ượ tình tr ng calci di chuy n kh i x ng, n i mà 99% l ữ   ng calci tàng tr .

Ả ưở ủ ổ ươ ộ ổ ộ nh h ng c a b  sung calci trong x ạ   ng tùy thu c vào đ  tu i, tình tr ng

ượ ấ ượ ầ ế MK, l ụ ng calci h p th  hàng ngày và l ng vitamin D c n thi t. Tăng

ự ầ ẩ ồ ế ưở ượ l ng calci qua ngu n th c ph m là c n thi ờ ỳ t trong th i k  tăng tr ng đ ể

ườ ủ ấ ổ ạ đ t MĐX cao nh t. ấ  Ng i cao tu i cung c p đ  calci và vitamin D có th ể

ơ ắ ứ ệ ạ ế   ả c i   thi n   s c   m nh   c   b p,   tránh   té   ngã   [53],[54].   Nguyên   nhân   thi u

ấ ừ ế ộ ế ấ ố ố vitamin D xu t phát t ạ  ch  đ  ăn u ng, r i lo n h p thu, thi u ánh sáng

ặ ờ ế ố ữ ủ ạ ả ả ị m t tr i, kh  năng t o viamin D c a da b  suy gi m. Nh ng y u t đó s ẽ

ơ ể ế ạ ả ườ ẫ d n đ n tình tr ng suy gi m vitamin D trong  c  th  và c ậ   ế ng tuy n c n

ứ giáp th  phát [55].

ẩ ả ừ ươ  x ng vào máu, và th i qua + Cà phê và r uượ , thúc đ y calci t

ườ ướ ấ ươ ế ể ẫ ơ đ ng n c ti u, d n đ n m t x ng và tăng nguy c  GX.

ạ ộ ố ố ậ ộ ơ ể ự ,  l i  s ng  ít  v n  đ ng  tăng  nguy  c  loãng +  Ho t   đ ng  th   l c

ươ ạ ộ ể ự ự ạ ẩ ộ ộ x ng ho t,  đ ng th  l c đi b  nhanh có s  thúc đ y ho t đ ng c a t ủ ế

ươ ươ ạ ộ ể ự ạ bào t o x ng và hình thành x ng[56],57]. Ho t đ ng th  l c liên quan

ư ế đ n MĐX, nh ng không tăng kích th ướ ươ c x ng [53],[58].

ả ưở ế ươ ấ ả ng x u đ n x ấ   ng do suy gi m h p + Thói quen hút thu cố ,  nh h

thu calci [53], 57].

ươ ườ ậ ộ ươ 1.3.5. Các ph ng pháp đo l ng m t đ  x ng

ậ ượ ề ậ ơ ỹ ể Trong h n 4 th p niên qua, đã có nhi u k  thu t đ c phát tri n đ ể

ườ ủ ế ự ữ ậ ậ ỹ đo l ng MĐX. Nh ng k  thu t này ch  y u d a vào nguyên lý v n hành

ộ ố ỹ ậ ủ c a X quang. ể  M t s  k  thu t đã dùng đ  đo MĐX, đánh giá loãng x ươ   ng

ư [1],[53]. nh  sau:

ươ ậ ộ ươ ằ ạ *Ph ng pháp đo m t đ  x ng b ng phóng x

26

ơ ấ + Đo h p thu proton đ n (Single Proton Absorptiometry – SPA)

ờ ủ ộ ướ ự ự ế ọ S  ra đ i c a nó là m t b c ti n quan tr ng trong lĩnh v c thăm dò

ượ ủ ươ ọ tr ng l ng khoáng c a x ng.

ủ ự ơ ươ ả ấ ­ Nguyên lý c a s  đo h p thu proton đ n qua x ng, ế k t qu  thu

2).

ượ ố ượ ộ ơ ị ệ ấ ươ đ c là kh i l ng ch t khoáng trên m t đ n v  di n tích x ng (g/cm

ề ế ể ạ ấ ấ ớ ờ ­  u đi m Ư ể : V i th  tích máy h n ch  và li u tia r t th p. Th i gian

ừ ầ ể đ  đánh giá t 10­15 phút, và t ỷ ệ  l sai l m là 4­5%.

ượ ể ỉ ươ ầ ạ ớ Nh c   đi m:   chúng   ch   đo   x ư ng   ngo i   vi   nh ng   ph n   l n   gãy

ươ ở ươ ươ ộ ố ậ x ả ng x y ra ữ  nh ng x ớ ng l n x ng ch u, c t s ng, v.v… cho nên các

ậ ị ỹ k  thu t này không có giá tr  lâm sàng cao [1],[53].

ấ + Đo h p thu proton kép (Dual Proton Absorptiometry DPA)

ỹ ượ ả ế ế ệ ậ K  thu t SPA đ ọ c c i ti n 1998 g i máy th  h  2.

ử ụ ố ượ ể ồ ­ Nguyên   lý   s   d ng   hai   ngu n   photon   đ   đo   kh i   l ng   khoáng

ươ ệ ố ấ ụ ủ ươ ề x ng, h  s  h p th  c a x ng và mô m m khác nhau cho phép đánh giá

ố ượ ươ chính xác kh i l ng x ng.

ở ư ầ ữ ị Ư ể ­ u đi m: Cho phép đo MĐX nh ng v  trí trung tâm nh  đ u trên

ươ ộ ố ộ ươ ủ ơ ể ố ườ x ng đùi, c t s ng và toàn b  x ng c a c  th , sai s  đo l ng 3­6%

ị tùy v  trí đo.

ượ ế ể ể ả ả ố Nh c đi m: K t  qu  có th  gây ra sai s  do các m ng calci hóa ở

ồ ươ ạ ờ ủ ụ ộ đ ng m ch ch  b ng, các ch i x ng… th i gian thăm dò kéo dài (20 – 40

phút [1],[53].

ươ ậ ộ ươ ằ *Ph ng pháp đo m t đ  x ng b ng tia X

ấ ượ ụ + Đo h p th  tia X năng l ng kép

(Dual­energy X­ray absorptiometry – DXA­ DEXA)

27

ữ ượ ằ ầ Trong nh ng năm g n đây, tia gamma đ ạ   c thay b ng tia X m nh

ế ơ ươ ể ơ h n, ti n hành nhanh h n (5 phút). Ph ng pháp này cũng có th  dùng đ ể

ố ủ ươ ừ ị ẻ đánh giá MĐX tr  em, sai s  c a ph ng pháp t ừ  1­ 2,5% tùy t ng v  trí đo.

ủ ươ ử ụ ồ ượ Nguyên lý c a ph ng pháp: s  d ng hai ngu n năng l ng tia X, đo

ề ị ươ ươ ươ ẳ nhi u v  trí khác nhau x ộ ố ng c t s ng, x ng đùi, x ng c ng tay và toàn

ủ ơ ể ế ả ượ ủ ươ ượ ộ ươ b  x ng c a c  th , k t qu  MĐX đ c c a vùng x ừ ng v a đ c đo

2.

ượ đ ằ c tính b ng g/cm

ệ ươ ằ ươ ượ Hi n nay, ph ng pháp đo MĐX b ng ph ng pháp DXA đ c xem

ể ẩ ẩ là tiêu chu n vàng đ  ch n đoán loãng x ươ . ng

ế ạ ượ ế ệ ể ộ H n ch  là không đo đ c MĐX trên m t th  tích và n u b nh nhân

ư ồ ươ ứ ắ ườ (BN) m c các ch ng nh  ch i x ng (osteophytosis) thì các đo l ng MĐX

ơ ữ không chính xác n a (cao h n th c t ) ự ế [1],[53].

ồ ố + Đo quang đ  tia X s

(Radiographic Absorptiometry –RA)

ươ ị ấ ụ ỷ ệ ­ Nguyên lý: tia X xuyên qua x ng bàn tay b  h p th  t l ớ   ậ  thu n v i

ỷ ọ ấ ươ ậ ố ẽ ể ỹ t tr ng ch t khoáng trong x ng, sau đó chuy n qua k  thu t s  s  tính

ượ đ c MĐX .

ế ả ậ ố ề   Ư ể ­ u đi m: đo nhanh, ít t n kém và cho k t qu  đáng tin c y. Nhi u

ượ ằ ớ ị ươ ứ nghiên c u đã đ c xác đ nh là ngang b ng v i ph ng pháp DEXA.

ượ ế ố ể ề ạ ộ ệ ỉ Nh ấ c đi m: đ  nh y th p do có nhi u y u t sai l ch và ch  đo ở

ạ ngo i biên [1],[39].

ụ ắ ớ ị + Ch p c t l p vi tính đ nh l ượ   ng

(Quantitative computer tomography ­ QCT)

ụ ắ ớ ữ ầ ỹ ượ ứ ậ Nh ng năm g n đây, k  thu t ch p c t l p vi tính đã đ ụ   c  ng d ng

ủ ấ ầ ươ ự ắ ể đ  đo thành ph n ch t khoáng c a x ng, d a vào nguyên t c so sánh

ắ ớ ủ ữ ả ẩ ớ ẫ MĐX v i MĐX c a nh ng m u chu n trên hình  nh c t l p.

28

ị ỷ ọ ế ề ậ ỹ Ư ể ­ u đi m: Chính xác, k  thu t cho giá tr  t tr ng 3 chi u, k t qu ả

3, sai s  kho ng 2­ 4%. Đ c bi

ễ ể ằ ặ ả ố ệ ộ bi u di n b ng g/cm ơ   ạ t có đ  nh y cao h n

ả ươ c  ph ng pháp đo DEXA.

ấ ợ ủ ươ ạ ả ồ ị B t l i c a ph ng pháp: BN ph i ch u ngu n tia x  cao, giá thành

đ t ắ [1],[53].

ươ + Ph ng pháp siêu âm: Quantitative Ultrasound –QUS

ượ ụ ể ể ỉ ươ Đ c phát tri n g n ng bánh ầ  đây, siêu âm ch  có th  áp d ng cho x

ươ ậ ỹ chè (patella) hay x ng ngón tay ngón chân (digits). K  thu t siêu âm là đo

ươ ườ l ng t c ố  độ âm thanh xuyên qua x ng ( speed of sound ­ SOS) và đo m cứ

ả ứ ộ ụ đ  s t gi m âm ả   (Broadband ultrasound attenuation ­BUA) ch  không ph i

ươ ế ệ ể ấ ứ MĐX. Đ ng trên ph ng di n lý thuy t, siêu âm có th  cung c p thông tin

ủ ươ ấ ố ươ ề v  tính đàn h i ( ồ elasticity) c a x ng và kh i ch t khoáng trong x ng.

ệ ươ ượ ử ụ ệ Hi n nay, ph ng pháp siêu âm không c s  d ng trong vi c ch n đ ẩ  đoán

loãng x ngươ  [1],[53].

ẩ ươ 1.3.6. Ch n đoán loãng x ng

2  [1],

ẩ ươ ự ằ Ch n đoán loãng x ng d a vào MĐX. MĐX tính b ng g/cm

ứ ộ ố ộ ổ ạ ổ ổ [53]. Tuy nhiên, MĐX thay đ i theo đ  tu i: đ t m c đ  t i đa vào tu i 20­

ổ ừ ổ ộ ổ ế ả 30, bình  n t tu i 30 đ n 50, và sau đó là suy gi m theo đ  tu i. Do đó,

ộ ế ủ ự ể ẩ ộ m t cách thi t th c đ  chu n hoá MĐX c a m t cá nhân là so sánh MĐX

ở ổ ớ ủ c a cá nhân đó v i MĐX trung bình tu i 20­30. Các nhà nghiên c u đứ ề

ẩ ị ườ ằ ọ ngh  chu n hóa các đo l ng MĐX b ng T­score) như ch  sỉ ố T (còn g i là

sau:

ủ ố ượ

Trong đó, iMĐX là MĐX c a đ i t

ng

i, mMĐX là MĐX trung bình

ộ ổ ộ ệ ể ầ ọ ỉ ẩ   ủ c a qu n th  trong đ  tu i 20­30 (còn g i là đ nh MĐX), và đ  l ch chu n

29

ộ ổ ủ ủ ể ầ (SD) c a MĐX trung bình c a qu n th  trong đ  tu i 20­30. [1].

ể ướ ằ ố ở ệ Theo đó, có th c tính r ng, MĐX t i đa ụ ữ  ph  n  Vi t Nam

2 và SD = 0,11

ằ ậ ớ (đo b ng kĩ thu t DEXA v i máy GE­Lunar) là 0,94 g/cm

ạ ộ ố g/cm2 t i CXĐ, và 1,16 và SD = 0,13 g/cm2 t ạ ươ i x ng c t s ng [60].

ố ự ế ự ể ướ D a vào các thông s  th c t này, có th ấ   ỉ ố c tính ch  s  T cho b t

2, chỉ

ụ ạ ụ ữ ủ ộ ứ c  cá nhân nào. Ví d : MĐX t i CXĐ c a m t ph  n  là 0,70 g/cm

ươ ươ ườ ố s  T t ng đ ớ ng v i đo l ng này là:

ụ ữ ủ ấ ổ ơ Nói cách khác, MĐX c a ph  n  này th p h n MĐX lúc tu i 20­30

ả ỉ ạ ượ ử ụ ệ kho ng 2,2 SD. Hi n nay, ch  có MĐX t i CXĐ đ ẩ   c s  d ng cho ch n

ươ ộ ố ỉ ể đoán loãng x ng, MĐX t ạ ươ i x ng c t s ng và các vùng khác ch  đ  tham

kh o.ả

ổ ứ ế ế ớ ề ẩ ẩ ị T  ch c Y t Th  gi i năm 1994 đ  ngh  tiêu chu n ch n đoán loãng

ươ ư x ỉ ố ng theo ch  s  T nh  sau:

Bình th ngườ T­score (cid:0) –1

ế ươ Thi u x ng ­2,5 < T­score <­1

Loãng x ngươ T­score (cid:0) – 2,5

ươ Loãng x ặ ng n ng T­score  (cid:0) –2,5   kèm   theo   GX

[1].

ế ố ươ ơ 1.4. Các y u t ơ  nguy c  gãy x ự ng và mô hình d  đoán nguy c  gãy

ngươ x

ế ố ươ ươ 1.4.1. Các y u t ơ ủ  nguy c  c a gãy x ng do loãng x ng

ứ ộ ị ể Robbins J.và cs (2007) trong m t nghiên c u d ch t 10750 ph  n ụ ữ

ấ ằ ế ố ề ư theo dõi trung bình 7,6 năm th y r ng có nhi u y u t nguy c ơ GX nh  sau:

ạ ộ ể ự ủ ề ặ ổ ộ tu i, cân n ng, chi u cao, ch ng t c, ho t đ ng th  l c, ti n s ề ử GX, hút

30

ề ử ử ụ ể ườ ố thu c lá, ti n s  s  d ng glucocorticoid, ti u đ ng [58],[59],[60].

ươ ạ ươ ủ , t ỷ ệ  l gãy x ng c a các lo i x ng tăng theo tu i, t ổ ỷ ệ l ổ + Tu i cao

ấ ố ặ ệ ổ ở ả ữ gãy CXĐ tăng theo c p s  nhân, đ c bi t tu i trên 70, c  nam và n   trên

ế ớ ế ố ế ơ ổ toàn th  gi i. Y u t nguy c  GX này tăng là do tu i liên quan đ n MĐX

ươ ế ế ả ổ ủ c a x ng đùi gi m, tu i liên quan đ n té ngã  và cũng liên quan đ n các

ủ ườ ổ ệ b nh đi kèm tăng c a ng i cao tu i [61],[62].

ớ ả ấ ầ   theo Chang K.P.và cs (2004) cho th y kho ng hai ph n + Gi i tính,

ộ ử ụ ữ ủ ả ướ ổ ba ph  n  và m t n a nam c a gãy CXĐ x y ra tr c tu i 80 năm [63].

ế ố ế ươ + Các y u t liên quan đ n x ng

ấ ằ ậ ộ ươ : Theo Nguyen T.V. và cs (2005) cho th y r ng, c ứ ­ M t đ  x ng

2) liên quan đ n tình

ấ ả ộ ố ỗ ế ủ th p xu ng m i m t SD c a MĐX (kho ng 0,12g/cm

ế ừ ạ ế ầ ơ tr ng gia tăng nguy c  gãy CXĐ lên đ n t 2,6 đ n 4 l n [64].

ấ ươ ầ ộ Trong m t nghiên c u ể ứ  qu n th . Nguyen ­ M t x ng (Bone loss):

ố ượ ấ ạ ươ ở ấ T.V. và cs (2005) cho th y tình tr ng m t kh i l ng x ng vùng ngươ   x

ộ ế ố ơ ủ ế ả ấ ỗ đùi là m t y u t ọ    nguy c  c a gãy CXĐ. M i năm n u m t kho ng 5% tr ng

ươ ẽ ầ ơ ượ l ng x ng s  gia tăng nguy c  gãy CXĐ là 1,9 l n [64].

ể ộ ớ ươ ể : V i cùng m t th  tích MĐX, thì x ơ   ớ ng nào l n h n ­ Th  tích MĐX

ứ ầ ề ặ ữ ằ ấ ơ ẽ s  có MĐX b  m t cao h n. Nh ng nghiên c u g n đây cho th y  r ng MĐX

ể ướ ượ ở ế ố th  tích ng c l CXĐ là y u t ơ  nguy c  GX [1].

ế ố ộ ấ ấ cượ ­ Y u t ế  vi c u trúc, đ  liên k t và các c u trùc bè x ươ , đ ng

ằ ươ ủ ự ứ ả ượ l ng hóa b ng cách đo siêu âm x ỗ ng. C  gi m m i 1SD c a s  suy

ả ở ế ấ ơ ơ gi m siêu âm đo gót chân, th p h n liên quan đ n nguy c  gãy CXĐ cao

ầ ấ ơ h n g p 2 l n [1].

ươ ề ử + Ti n s  gãy x ng

ề ử ấ ằ Theo Taylor B.C. và cs (2004) cho th y r ng ti n s  GX ở ổ ừ  tu i t 50

ế ố ở ơ ớ tr  lên là y u t nguy c  gãy CXĐ s p t ắ ớ ở ả i, c  nam gi ứ   ụ ữ i và ph  n . M c

31

ớ ở ữ ớ ữ ớ ộ ươ đ  t ề ử ng quan gi a ti n s  GX và GX m i nam gi ơ i cao h n n  gi i [1],

[65].

ế ố ế + Các y u t liên quan đ n té ngã

ả Theo Dontas I.A. và cs (2007) Kho ng 90­95% gãy CXĐ là do té ngã.

ả ấ ả ề ể Tuy nhiên, không ph i t t c  té ngã đ u có th  gây ra gãy CXĐ. Ch  cóỉ

ả ở ụ ữ ổ ẫ kho ng 1% ph  n  cao tu i d n đ n ế gãy CXĐ [62].

ứ ầ ữ ­ Ch c năng th n kinh c ố   ơ: Theo Stone K.L. và cs (2003) thì nh ng đ i

ướ ờ ộ ơ ượ t ứ ng đ ng d i 4 gi ơ  trong m t ngày có nguy c  gãy CXĐ cao h n 70%.

ố ượ ữ ế ể ứ ả ố Nh ng đ i t ng không có kh  năng dùng hai tay ch ng gh  đ  đ ng lên,

ồ ơ ở ứ ộ ươ ươ ừ ư ế t th  ng i, cũng có nguy c  GX cao t m c đ  t ng đ ữ   ng. Nh ng

ườ ề ả ơ ơ ng i không có kh  năng đi nhanh, cũng có nguy c  GX nhi u h n [1],[66].

ế ố ị ự ả ơ  nguy c  GX [1]. ­ Th  l c: ị ự  Gi m sút th  l c cũng là y u t

ư ế ứ ế ơ ứ ầ ế ố ữ ữ đ u đùi là nh ng y u t té ngã ­ T  th  đ ng không v ng, y u c  t

sau này [1].

ỉ ố ắ  + Ch  s  nhân tr c

ệ ữ ề ố ữ ứ ầ Nh ng nghiên c u đ u tiên đánh giá v  m i quan h  gi a các ch  s ỉ ố

ố ớ ắ ị ườ ơ nhân tr c đ i v i nguy c  GX thì xác đ nh nhóm ng ề i có chi u cao cao

ặ ấ ấ ơ ơ ọ ượ ỉ ố ơ h n, cân n ng th p h n, ch  s  BMI th p h n và tr ng l ng m  c a c ỡ ủ ơ

ể ấ ế ố ữ ơ ơ ở ườ th  th p h n là nh ng y u t nguy c  gãy CXĐ ng ụ ữ i ph  n  [1] . Thế

ậ ươ ư ậ ố ượ ố ớ ữ ấ ậ nh ng, các  l p lu n t ng đ i đ c ch p nh n đó là đ i v i nh ng ng ườ   i

ề ả ơ ơ ồ ớ có chi u cao cao h n thì CXĐ cũng dài h n; cũng đ ng nghĩa v i kh  năng

ố ự ị ự ễ ị ữ ơ ộ ớ ườ ch u l c kém h n và d  b  gãy khi có tác đ ng đ i l c. V i nh ng ng i có

ượ ậ ộ ỉ ố ỡ ố ọ tr ng l ng m  và ch  s  BMI cao, có m t đ  phân b  vùng ụ ể   hông, c  th  là

ươ ố ệ ề ế ả ầ quanh đ u trên x ng đùi nhi u; chúng có vai trò là chi c g i đ m b o v ệ

ươ ặ ệ ự ạ ả ầ đ u trên x ả ng đùi gi m ho c tri t tiêu l c va ch m, nên gi m nguy c ơ

ườ ượ ơ ể ấ GX. Và ng ượ ạ c l ữ i, nh ng ng ọ i có tr ng l ng c  th  th p thì m t đ  m ậ ộ ỡ

32

ươ ơ ị ỉ ố ấ ầ quanh đ u trên x ắ   ng đùi th p nên tăng nguy c  b  GX ch  s  nhân tr c

ệ ớ ư ề ề ặ ố nh  chi u cao, cân n ng, BMI có m i liên h  v i GX. Nhi u công trình

ộ ế ố ứ ằ ơ ủ nghiên c u cho r ng BMI là m t y u t nguy c  c a gãy CXĐ [61],[67].

ề ử ươ + Ti n s  gia đình gãy x ng

ế ố ế ố ẹ ơ Y u t ề ử  gia đình, m  có ti n s  gãy CXĐ là y u t nguy c  gãy CXĐ

ở ế ệ th  h  sau [66].

+ Hút thu c láố

ữ ữ ứ Theo Kanis J.A. và cs (2005), nghiên c u 59.232 nam và n  (n  74%)

ườ ố ơ ươ ơ ườ ấ cho th y ng i hút thu c lá có nguy c  gãy x ng cao h n ng i không

ầ ố hút thu c lá là 1,25 l n (RR=1,25, CI 95% = 1,15­1,36) [68].

+ Glucocorticoid

ả ấ ả ươ Glucocorticoid làm gi m h p thu calcium, gi m hình thành x ng gây

ươ ử ụ ễ x ng dòn, d  gãy. S  d ng prednisolon 7,5 mg/ ngày kéo dài 6 tháng tăng

ươ ố ầ ơ nguy c  gãy x ng b n l n [18],[59].

ớ ạ ấ + Viêm đa kh p d ng th p

ả ư ế Khi viêm gi i phóng các cytokin nh  IL­1, Il­6, TNF, t ủ    bào h y

ươ ủ ạ ằ x ng (osteoclast) phá h y tr ng thái cân b ng quá trình hình thanh và phá

ươ ạ ấ ơ ớ ươ ủ h y x ng. BN viêm đa kh p d ng th p là nguy c  loãng x ng và GX.

ươ ầ ạ ấ ơ ớ ơ Nguy c  loãng x ớ   ng BN viêm đa kh p d ng th p cao h n 1,9 l n so v i

ườ ấ ạ ớ ị ng i không b  viêm đa kh p d ng th p [48].

ươ + Loãng x ứ ng th  phát.

ộ ế ạ ố ườ ứ ể ặ ộ Ngoài r i lo n n i ti t th ng g p là h i ch ng Cushing, thi u năng

ữ ườ ụ ườ ậ ườ sinh d c nam hay n , c ng giáp và c ng c n giáp, đái tháo đ ng cũng

ệ ộ ể ẫ có th  d n đ n ế loãng x ngươ . Ngoài ra, các b nh lý ru t mãn tính, viêm

ấ ạ ớ ớ ươ ệ ẫ kh p đa kh p d ng th p cũng gây loãng x ậ   ng [54]. Hi n nay ph u thu t

33

ư ộ ệ ả ổ ươ gi m béo cũng đã n i lên nh  m t nguyên nhân gây b nh loãng x ng th ứ

phát [47].

ể ơ ườ ả ở Nguy c  GX BN ti u đ ng typ1 tăng b i vì gi m MĐX. Ở ữ    nh ng

ể ườ ươ ế ụ ế BN ti u đ ng typ1, quá trình hình thành x ệ   ng suy y u do thi u h t tuy t

ậ ộ ố ươ ế ơ ỉ ẫ ố đ i insuline và IGF­1 d n  đ n m t đ  kh i x ấ ng đ nh th p h n bình

ườ ể ườ ườ ể ặ ườ th ng. Ti u đ ng typ 2, MĐX bình th ng ho c cao. Ti u đ ng typ 2,

ế ẫ ộ ươ ồ n ng đ  insuline máu tăng, d n đ n tăng quá trình hình thành x ng. Nh ư

ế ứ ủ ể ạ ươ ả ưở ậ v y, có th  liên quan đ n s c m nh c a x ng, không  nh h ng MĐX

[48].

ơ ươ ự 1.4.2. Các mô hình d  đoán nguy c  gãy x ng

ờ ộ ượ ử ụ Trong m t th i gian dài, MĐX đ ừ ể ẩ c s  d ng v a đ  ch n đoán loãng

ươ ượ ớ ơ ở ứ x ừ ể ng, v a đ  tiên l ng nguy c  GX. BN v i MĐX m c loãng x ươ   ng

ấ ơ ớ ươ ầ có nguy c  GX cao g p 2­3 l n so v i BN không loãng x ng. Do đó, MĐX

ượ ộ ế ố ượ ệ ầ đ c xem là m t y u t tiên l ng hàng đ u trong vi c đánh giá nguy c ơ

GX.

ộ ố ứ ấ ầ Tuy nhiên, m t s  nghiên c u g n đây cho th y MĐX không gi ả   i

ở ữ ữ ủ ữ ầ ố ỉ thích đ y đ  nh ng ca GX. Trong s  nh ng BN GX, ch  có ~45% (  n ) và

ở ị ươ ữ 25% (  nam) b  loãng x ố ng. Nói cách khác, đa s  (55% n  và 75% nam) b ị

ư ọ ị ươ ứ ằ ỉ GX nh ng h  không b  loãng x ề ng. Nhi u nghiên c u ch  ra r ng ngoài

ươ ộ ố ế ố ọ MĐX (hay loãng x ng), m t s  y u t ế    quan tr ng khác có liên quan đ n

ề ử ề ử ơ nguy c  GX: ti n s  GX, ti n s  GX gia đình, té ngã, dùng corticosteroid

ề ả ả ặ ộ ươ lâu dài, gi m chi u cao, gi m cân n ng, v.v. Do đó, m t ph ớ   ứ ng th c m i

ử ụ ế ố ơ ơ ớ ể đ  đánh giá nguy c  GX là s  d ng các y u t nguy c  cùng v i MĐX.

ượ ể ượ Trong 10 năm qua, có hai mô hình đ c phát tri n cho tiên l ng GX: mô

hình FRAX và mô hình Garvan.

34

*Mô hình FRAX

ượ ể ượ Mô hình FRAX đ c phát tri n vào năm 2008. Mô hình này đ c xây

ế ố ự ơ ổ ớ ề ự d ng d a trên 12 y u t nguy c  lâm sàng (tu i, gi i, cân năng, chi u cao,

ề ử ề ử ố ti n s  GX, ti n s  gia đình GX, hút thu c, dùng glucocorticoid, viêm đa

ạ ấ ớ ươ ứ ố ượ kh p d ng th p, loãng x ng th  phát, u ng r u, có và không MĐX) đ ể

ủ ự ể ỹ ự d  đoán GX. S  phát tri n c a FRAX đ ượ ự ỗ ợ c s  h  tr Qu  loãng x ươ   ng

ố ế ỹ qu c t (International Osteoporosis Foundation –IOF) và Qu  loãng x ươ   ng

ố ạ qu c gia (National Osteoporosis Foundation –NOF) t ỳ i Hoa K . Mô hình

ướ ấ ườ FRAX c tính xác xu t 10 năm GX đùi và GX toàn thân. Ng ọ   i ta hy v ng

ẽ ữ ừ ằ r ng mô hình FRAX s  h u ích phòng ng a GX [69],[70].

ụ ủ ọ   Theo Unnanuntana A. và cs (2010). M c tiêu c a FRAX là sàng l c

ể ề ị ươ ươ ố ỳ BN đ  đi u tr  loãng x ỹ ng. Qu  loãng x ng Qu c gia Hoa K  (NOF)

ế ụ ữ ử ụ khuy n cáo s  d ng mô hình FRAX đ i v i ố ớ ph  n  MK và nam gi ớ ừ i t 50

ổ ữ ề ể ở tu i tr  lên có đi m T­sore gi a ­1 và ­2,5 và không đi u tr  v i ị ớ không bị

ộ ố ị ề ị ằ ướ ế ặ ẫ ố   GX c t s ng ho c gãy CXĐ. H ng d n khuy n ngh  đi u tr  b ng thu c

ủ ấ ượ ố ớ ố ế n u xác su t 10 năm c a FRAX v ặ   t quá 20% đ i v i b n GX chính ho c

ơ 3% nguy c  GX đùi [71],[72].

ộ ố ạ ỉ ế Mô hình cũng ch  ra m t s  h n ch

ế ố ầ ử ụ ả ờ ơ ế + H u h t các y u t nguy c  lâm sàng, FRAX s  d ng câu tr  l i có

ế ướ ố ượ ứ / không, không tính đ n GX tr ề ị c đó v  v  trí, s  l ộ ng, m c đ  nghiêm

ọ ố ươ ề ượ ứ tr ng cũa GX, s  nguyên nhân loãng x ng th  phát, li u l ờ   ng và th i

ế ụ ự gian kéo dài dùng glucocorticoid và s  thi u h t vitamin D

ỉ ượ + FRAX ch  có th  đ ể ượ ử ụ ở ữ c s  d ng nh ng BN không đ ị ề c đi u tr

ự ế ầ ở ề ử + FRAX không d  báo cho GX l n ti p theo BN có ti n s  GX

ế ơ ượ ừ ỏ +   Nguy   c   liên   quan   đ n   té   ngã   đã   đ ạ c   lo i   tr kh i   tính   toán

ế ữ ệ ệ ớ ừ   ố FRAX. Lý do thi u d  li u phòng ch ng GX v i các bi n pháp phòng ng a

35

ả ơ ế ố ượ té ngã, làm gi m nguy c  té ngã. Tuy nhiên, y u t té ngã đ ậ   c công nh n

ơ là nguy c  GX [70].

*Mô hình Garvan

ượ ể ướ ộ Mô hình Garvan đ c phát tri n tr c FRAX m t năm (2007). Mô

ượ ể ừ ự ị hình Garvan cũng đ c xây d ng và phát tri n t ứ  nghiên c u d ch t ễ ọ    h c

ươ ữ ệ loãng x ng DOES (Dubbo Osteoporosis Epidemiology Study). D  li u xây

ừ ư ể ầ ố ự d ng mô hình Garvan, t qu n th  dân c  Dubbo, cách thành ph  Sydney

ữ ế ồ ừ 400 km, g m 1.358 n  và 858 nam. T  năm 1989 đ n 2004, 14 năm quan sát

ự ế ụ ữ th c t có 426 ph  n  và 149 nam GX.

ế ố ơ ự ấ ơ Các y u t nguy c  d  báo xác su t nguy c  GX theo mô hình Garvan

ồ ổ ớ ề ử ế ả bao g m: Tu i, gi i, ti n s ề ử GX, ti n s  té ngã, k t qu  đo MĐX CXĐ,

ể ử ụ ể ế ệ ề ặ ế n u không có đi u ki n đo MĐX có th  s  d ng cân n ng đ  thay th  [73].

ự Mô hình Garvan cho phép d  báo xác su t ấ GX 5 năm và 10 năm t i ớ ở

ươ ầ ờ CXĐ và các x ng toàn thân [67],[73]. Trong th i gian 5 năm g n đây, mô

ữ ậ ậ ườ ổ ừ hình đã c p nh t hóa cho nh ng ng i tu i t ở  50 tr  lên [1]

ữ *So sánh gi a hai mô hình FRAX và Garvan

ứ ề ờ Trong th i gian 10 năm qua đã có nhi u nghiên c u so sánh giá tr  d ị ự

ử ụ ứ ữ báo gi a mô hình FRAX và Garvan. Các nghiên c u này s  d ng giá tr ị

ể ị phân đ nh (discrimination) và chính xác (calibration) đ  đánh giá mô hình.

ị ị ươ ố ơ Nhìn chung, mô hình Garvan có giá tr  phân đ nh GX t ng đ i cao h n mô

ư ề ị ượ hình FRAX, nh ng v  giá tr  tiên l ng GX đùi thì hai mô hình t ươ   ng

ươ ự ướ ơ đ ng nhau. D a trên tính chính xác, mô hình FRAX c tính nguy c  GX

ự ế ấ ộ ố ể ớ ơ th p h n th c t khi so sánh v i mô hình Garvan. M t s  đi m chính v  s ề ự

ệ ữ ể ắ khác bi t gi a hai mô hình có th  tóm t ư t nh  sau:

ế ố ế ư ề ậ ơ + Liên quan đ n y u t nguy c , nh  đ  c p trên mô hình thì FRAX

ữ ệ ế ớ ứ ứ ủ dùng d  li u nghiên c u c a 12 nghiên c u trên th  gi i, còn Garvan ch ỉ

36

ứ ừ ộ ữ ệ ứ ề ợ dùng m t nghiên c u t Úc. Dùng d  li u nghiên c u nhi u có l ế   i th  là

ủ ứ ư ể ề ặ ườ nhi u BN, nh ng vì đ c đi m c a các nghiên c u th ng khác nhau, nên

ấ ượ ấ ạ ữ ệ ch t l ng d  li u không cao, và do đó mô hình FRAX có khi th t b i khi

ụ ở ể ườ ầ ữ ệ ủ ứ ộ áp d ng qu n th  ng i châu Á. Dùng d  li u c a m t nghiên c u có l ợ   i

ấ ượ ế ấ ố ư ố th  là ch t l ng r t t ấ   t, nh ng s  BN còn th p.

ế ố ế ố ơ ử ụ + FRAX s  d ng 12 y u t nguy c , Garvan dùng 5 y u t ơ    nguy c .

ế ố ứ ể ạ ẳ ấ Có vài y u t ề    trong mô hình FRAX r t khó ki m ch ng. Ch ng h n "ti n

ươ ươ ế ố ứ ử s  gia đình loãng x ng" và loãng x ng th  phát là hai y u t ể    khó ki m

ế ố ứ ộ ế ố ọ ch ng. FRAX không dùng y u t té ngã, là m t y u t quan tr ng liên quan

ế đ n GX.

ượ ơ + FRAX tiên l ng nguy c  GX10 năm; Garvan tiên l ượ   5 năm và ng

10 năm.

ượ ự ế ấ ứ ề + FRAX tiên l ơ ng th p h n th c t . Nhi u nghiên c u cho th y c ấ ứ

ườ ị ượ ượ ườ 100 ng i b  GX, FRAX tiên l ng đ c 53 ng i. Mô hình Garvan thì tiên

ư ố ớ ượ l ng   khá   chính   xác   (99/100),   nh ng   đ i   v i   gãy   CXĐ   thì   Garvan   tiên

ườ ơ ượ l ơ ng cao h n th c t ự ế ở ữ nh ng ng i có nguy c  cao.

ộ ậ ề ề ượ + Tính chung, qua nhi u đánh giá đ c l p thì v  tiên l ng GX toàn

ị ượ ư ề ơ ượ thân, Garvan có giá tr  tiên l ng cao h n FRAX, nh ng v  tiên t ng gãy

ấ ươ ả ươ CXĐ thì c  FRAX và Garvan r t t ng đ ng nhau [64].

ươ ươ ướ ế ớ 1.5. Tình hình loãng x ng, gãy x ng trong n c và trên th  gi i

ươ ươ ế ớ 1.5.1. Tình hình loãng x ng và gãy x ng trên th  gi i

ế ớ ươ ệ ấ Trên th  gi i, hàng năm loãng x ng gây GX ít nh t 8,9 tri u ng ườ .  i

ươ ươ ệ ộ Gãy x ng do loãng x ng ngày m t tăng, năm 2010 có 158 tri u ng ườ   i

ự ố ườ ấ GX, d  tính s  ng i GX tăng g p đôi vào năm 2040 [74],[75]. Năm 2010,

Ở ứ ộ ị ễ ọ ế ụ ữ ệ Châu Âu, m t nghiên c u d ch t h c cho bi t có 22 tri u ph  n , 5,5

ệ ị ươ ệ ớ ươ tri u nam b  loãng x ng và có 3,5 tri u BN GX m i do loãng x ầ   ng c n

37

ị ố ề ả ỷ ị ườ đi u tr  t n kho ng 37 t ề  EUR. Chi phí   đi u tr  chăm sóc ng i GX d ự

ế ki n tăng 25% năm 2050 [76].

Ở ướ ừ ơ Châu Á, c tính t ấ    năm 2018­2050 tăng nguy c  gãy CXĐ g p

ặ ầ ệ ố Ấ ộ ừ 2,28 l n, đ c bi t là Trung Qu c,  n Đ  . Chi phí cho BN GX tăng t 1,58

ỷ ự ế ỷ ầ l n (năm 2018 là 9,5 t ế  USD; d  ki n đ n năm 2050 là 15 t USD) [77],

[78].

T  l

ỷ ệ ố ừ loãng x ươ ở Trung Qu c trong 12 năm qua tăng t ng 14,96%

ươ ở ữ ở lên 27,96%. GX do loãng x ng 40% n , 13% ậ    nam [79],[80]. Nh t

ố ướ ự ả ệ ơ ơ ườ ươ B n, d a trên dân s c tính h n tính h n 15 tri u ng i loãng x ng, t ỷ

ệ ầ ừ ỷ l GX tăng 1,7 l n, t năm 1987­1997 và chi hàng t USD chăm sóc GX

[81].

ầ ố ớ Hàn Qu c: GX đùi tăng 2 l n so v i 10 năm (2002­2011) [82].

ấ ướ ố ừ Singapore, đ t n c có dân s  già tăng nhanh, t ế  1960 đ n 2008, t ỷ

ệ ầ ở ữ ầ ở ươ l ấ  GX g p 5 l n n , 1,5 l n nam và có t ỷ ệ  l GX do loãng x ng cao

ấ nh t Châu Á [83],[84].

ầ ườ ổ Ướ Úc: Năm 2016, hai ph n ba ng i Úc trên 50 tu i,. ế   c tính đ n

ệ ườ ươ ệ ướ 2022, 6,2 tri u ng i Úc loãng x ng,GX. Chí phí cho b nh này c 10

ỷ năm (2012­2022) là 33,6 t USD [85],[86].

ế ớ ự ề ệ ơ Xu th  m i hi n nay, đánh giá nguy c  GX d a vào nhi u y u t ế ố   ,

ế ố ự ư ấ ế ớ ệ nh ng r t khó đánh giá d a vào y u t nào. Hi n nay trên th  gi ề   i có nhi u

ượ ổ ế ệ mô hình tiên l ng GX, hi n nay có hai mô hình ph  bi n là mô hình FRAX

ứ ủ ệ ủ c a WHO và mô hình Garvan c a Vi n nghiên c u Y khoa Garvan, Úc.

ằ ơ ữ   Đánh giá nguy c  GX b ng mô hình Garvan và FRAX, so sánh gi a

ả ư ậ ử ụ ế ế hai mô hình tác gi đ a ra k t lu n s  d ng mô hình FRAX n u BN có

ế ố ề ử ụ ế ơ nhi u y u t ề    nguy c  lâm sàng và s  d ng mô hình Garvan n u BN có ti n

ề ử ề ầ ử s  té ngã và ti n s  GX nhi u l n [79].

38

ụ Trémollieres F.A. và cs (2010) áp d ng mô hình Frax trên 2651 ph ụ

ụ ữ ượ ọ ừ ữ n  MK Pháp, trong đó có 1399 ph  n  đ c đo MĐX, theo dõi d c t 13

ướ ấ ượ ấ ơ ơ năm tr c, th y mô hình FRAX tiên l ự   ng th p nguy c  GX cao h n th c

ế ự ệ ặ ớ t và không có s  khác bi t so v i đo ho c không đo MĐX [87].

ụ Sornay­Rendu E.và cs (2010) áp d ng mô hình FRAX trên 867 ph  n ụ ữ

ừ ổ ở ấ ự ụ Pháp t 40 tu i tr  lên. M c đích so sánh xác su t d  đoán GX 10 năm quan

ụ ữ ổ ế ấ ở ả sát. K t qu  cho th y, ấ  ph  n  tu i trên 65 tr  lên MĐX th p, t ỷ ệ  l quan sát

ủ ự ơ GX cao h n so d  đoán c a FRAX [88].

ụ ữ ấ ứ Sandhu S.K.và cs (2010) nghiên c u trên 144 ph  n  th y mô hình

ệ ơ ị ượ ơ Garvan có giá tr  cao h n mô hình FRAX trong vi c tiên l ng nguy c  GX

ư ươ đùi cũng nh  các x ng khác [20].

ụ Bolland J.M. và cs (2010) áp d ng mô hình Garvan và mô hình FRAX

ụ ữ ấ ổ trên 1471 ph  n  Newzealand, tu i trung bình 74, cho th y mô hình FRAX

ử ụ ự ế ự ấ ơ ơ ớ có s  d ng MĐX d  đoán nguy c  GX th p h n so v i th c t ớ    (3% so v i

ự ế ự ơ ơ ớ 4%). Mô hình Garvan d  đoán nguy c  cao GX cao h n so v i th c t (6%

ớ so v i 4%) [89].

ươ ươ 1.5.2. Tình hình loãng x ng và gãy x ng trong n ướ c

ứ ữ ề ầ ướ ề ươ Nh ng năm g n có nhi u nghiên c u trong n c v  loãng x ng và

ằ ị ượ ị GX b ng siêu âm đ nh l ng (QUS) Ninh Th  Nhung [90]. Hay Xquang

ươ ỷ ị x ng bàn tay (osteogram) Vũ Đình Chính, Vũ Th  Thu Thu  [91],[92] và

ử ụ ề ươ ể ạ nhi u báo cáo s  d ng ph ng pháp DXA đ  đánh giá tình tr ng loãng

ươ ư ồ ụ ễ ạ ặ ồ ọ ị x ng nh  H  Ph m Th c Lan, Đ ng H ng Hoa, Nguy n Th  Ng c Lan

[3],[4],[93].

ứ ụ ạ ồ ồ H  Ph m Th c Lan (2011) nghiên c u 1227 cá nhân (g m 357 nam

ụ ữ ổ ạ ố ồ ằ và 870 ph  n ) tu i trên 18 t i thành ph  H  Chí Minh, b ng máy DXA,

ả ỷ ệ ươ ả ế ỷ ệ ế k t qu  t l loãng x ng là 28,6% và tác gi cũng cho bi t, t l ng ườ   i

39

ổ ố ệ ữ ư cao tu i (trên 50) trong dân s  Vi t Nam 11% (nam) 15% (n ), nh ng s ẽ

ữ ệ ả ệ   gia tăng 18% (nam) và 20% (n ) vào năm 2020, hi n nay có kho ng 2 tri u

ụ ữ ệ ớ ổ ở ạ ươ ph  n  và 0,5 tri u nam gi i trên 50 tu i đang tình tr ng loãng x ng. Vì

ươ ươ ộ ổ ặ ế loãng x ng và gãy x ng tăng theo đ  tu i là gánh n ng cho y t toàn dân

[4].

ụ ữ ổ ứ ễ ọ ị Nguy n Th  Ng c Lan (2015) nghiên c u 988 ph  n  tu i trên 50 t ạ   i

ề ắ ệ ằ ế ỷ ệ ươ mi n  B c  Vi t  Nam,  b ng  máy  DEXA,  cho  bi t  t l loãng  x ng  là

ơ ươ ữ ổ 58,4%, và nguy c  loãng x ữ ng n  ≥50 tu i so n  ≥ (OR=2,2) [93].

ư ậ ứ ề ươ ế ố ơ Nh  v y, nghiên c u v  loãng x ng, các y u t ạ    nguy c , tình tr ng

ị ượ ủ ư GX cũng nh  giá tr  tiên l ề   ng c a các mô hình FRAX và Garvan có nhi u,

ố ượ ứ ự ư ệ ấ ủ ỉ tuy nhiên, ch a th y nghiên c u nào th c hi n trên đ i t ng c a t nh Kiên

Giang.

ƯƠ CH NG 2

Ố ƯỢ ƯƠ Ứ Đ I T NG VÀ PH NG PHÁP NGHIÊN C U

ố ượ ứ 2.1. Đ i t ng nghiên c u

ố ượ ứ 2.1.1. Đ i t ng nghiên c u

ố ượ ụ ữ ứ ố ạ Đ i t ng nghiên c u là 206 ph  n  mãn kinh, s ng t i Thành ph ố

ủ ạ ẩ ọ ỉ R ch Giá t nh Kiên Giang, đ  tiêu chu n ch n.

ọ ố ượ ẩ 2.1.2. Tiêu chu n ch n đ i t ng

ụ ữ + Ph  n  đã mãn kinh.

ụ ạ ố ố ạ ỉ +  S ng liên t c  t i Thành ph  R ch giá, T nh Kiên Giang t ừ    6

ở ứ ồ tháng tr  lên. Đ ng ý tham gia nghiên c u.

ạ ừ ố ượ ứ ẩ 2.1.3. Tiêu chu n lo i tr  đ i t ng nghiên c u

ạ ừ ố ượ ứ ằ Lo i tr  các đ i t ng sau, không n m trong nhóm nghiên c u:

ứ ộ ườ ậ ườ ạ + H i ch ng Cushing, c ng c n giáp, c ng giáp tr ng.

ứ ệ ậ ạ ấ ộ + B nh gan th n m n tính, h i ch ng kém h p thu.

40

ủ ươ ư + Ung th  di căn, đa u t y x ng.

ấ ộ ứ ặ ậ ả ộ + B t đ ng kéo dài trên 3 tháng, gi m ch c năng v n đ ng n ng

ụ ữ + Ph  n  có thai.

ử ụ ụ ữ ế + Ph  n  đang s  d ng hormone thay th .

ườ ẹ ộ ố ư ữ + Nh ng ng i gù v o c t s ng, còng l ng

ườ ứ ồ ữ + Nh ng ng i không đ ng ý tham gia nghiên c u

ộ ươ ứ 2.2. N i dung và ph ng pháp nghiên c u

ế ế ứ 2.2.1.  Thi t k  nghiên c u

ứ ả ắ ộ Nghiên c u mô t c t ngang, có phân tích, so sánh n i nhóm.

ỡ ẫ ị ươ ọ ố ượ ứ 2.2.2. Xác đ nh c  m u và ph ng pháp ch n đ i t ng nghiên c u

ứ ỡ ẫ ướ ụ ộ ỷ ệ c tính m t t l ầ    cho qu n ỡ ẫ : Áp d ng công th c c  m u * Tính c  m u

th .ể

2 Z

1

2

2 d

(cid:0) (cid:0) (cid:0) p. p 1 (cid:0) (cid:0) (cid:0) (cid:0) (cid:0) (cid:0) (cid:0) (cid:0) (cid:0) n

Trong đó:

ỡ ẫ ầ ế ề ắ + n là c  m u c n thi t cho đi u tra c t ngang.

ươ ở ộ ế ự ả ọ + p là t ỷ ệ  l loãng x ng CXĐ, l a ch n theo m t k t qu  nghiên

ả ướ ứ ủ c u c a tác gi trong n c là 9,3% [3].

2

ữ ỷ ệ ệ ả ố + d là sai s ố ướ ượ c l ng, kho ng sai l ch mong mu n gi a t l thu

2 Z

1

2

(cid:0) 961, (cid:0) (cid:0) (cid:0) (cid:0) ượ ừ ẫ ể ầ (cid:0) (cid:0) đ m u và t c t ỷ ệ  l ọ  qu n th , ch n d=0,05 thì (cid:0) (cid:0)

ẩ ự ỡ ẫ ư ậ ủ ứ ấ Nh  v y c  m u ít nh t là 130 đáp  ng đ  tiêu chu n l a ch n. ọ Ở

ệ ượ ự ề đây đ  tài th c hi n đ ỡ ẫ c trên c  m u là 206.

ươ ọ ố ượ ứ * Ph ng pháp ch n đ i t ng nghiên c u

ứ ể ế ả ỏ ườ Ti n hành khám s c kh e ki m tra kho ng 300 ng ụ i ph  MK t ạ   i

ườ ố ạ ụ ữ ữ ừ ự ộ các ph ng thu c khu v c thành ph  R ch Giá. T  nh ng ph  n  đã thăm

41

ụ ữ ạ ọ ợ ỏ ớ   khám chúng tôi ch n 206 ph  n  đã mãn kinh, kh e m nh, phù h p v i

ướ ứ ự ứ ệ h ng nghiên c u và t nguy n tham gia nghiên c u.

ứ ượ ờ ệ ừ ự ứ  Nghiên c u đ c th c hi n t ế    tháng 11/2012 đ n * Th i gian nghiên c u:

12/2015

ướ ế ứ 2.2.3. Các b c ti n hành nghiên c u

ướ ế ế ứ * B c 1: Thi t k  nghiên c u:

ứ ồ ứ ự ệ ệ ế + Ti n hành xây d ng b nh án nghiên c u. B nh án nghiên c u g m 3

ph n:ầ

ầ ỏ ề ­ Ph n I: Các câu h i v  thông tin cá nhân.

ế ầ ả ­ Ph n II: K t qu  đo MĐX.

ự ầ ơ ­ Ph n III: D  đoán nguy c  gãy CXĐ 10 năm theo mô hình Frax và

Garvan.

ấ ậ ướ ụ ể ẫ ộ + T p hu n, h ng d n cho cán b  cùng tham gia hi u rõ m c đích

ưạ ọ ố ượ ứ ứ nghiên c u, cách l ch n đ i t ng nghiên c u và cách ghi chép thông tin

ứ ệ vào b nh án nghiên c u.

ướ ỏ ậ * B c 2: H i, khám và thu th p thông tin

ề ử ệ ỏ ậ ủ ả ề ử + H i các thông tin cá nhân, ti n s  b nh t t, ti n s  GX c a b n thân

và gia đình.

ệ ể ấ ườ + Khám đ  phát hi n các b t th ạ ừ ng lo i tr  BN.

ướ ủ ụ ứ ộ ậ * B c 3: Thu th p các n i dung c a m c tiêu nghiên c u

ố ượ ượ ề ặ + Đ i t ng đ c đo chi u cao, cân n ng, tính BMI.

ằ ươ + Đo MĐX b ng ph ng pháp DXA.

ế ố ậ ươ + Thu th p tiêu chí các y u t ơ  nguy c  loãng x ng.

ế ố ậ + Thu th p tiêu chí các y u t ơ  nguy c  GX.

ể ự ụ ơ + Áp d ng mô hình FRAX và Garvan đ  d  đoán nguy c  GX trong 10

ớ ố ượ ố ượ ề ử năm t i cho nhóm đ i t ứ ng nghiên c u và đ i t ng có ti n s  GX.

42

ướ ố ệ ử * B c 4: X  lý s  li u

ố ệ ượ ậ ả + S  li u đ c nh p vào b ng.

ố ệ ử ọ ố ậ + X  lý s  li u theo các thu t toán th ng kê y sinh h c.

ộ ươ ứ 2.2.4. N i dung và ph ng pháp nghiên c u

ỏ ố ượ ứ * H i đ i t ng nghiên c u

ỏ ồ + H i các thông tin cá nhân bao g m:

ươ ạ ố ượ ờ ổ Năm sinh (tu i): theo năm d ị ng l ch t ể i th i đi m đ i t ng đo

MĐX.

ề ệ ộ ị ỉ Dân t c, ngh  nghi p, đ a ch .

ươ ề ử ấ ị ươ ề ử + Ti n s  gãy x ng: trong ti n s  có b  GX? (do ch n th ạ ng m nh,

do té ngã).

ề ử ẹ ị ặ + Ti n s  gia đình (cha ho c m ) có b  GX không ?.

ề ử ố ầ + Ti n s  té ngã ? Và s  l n té ngã.

ề ử ạ ố ượ ờ ượ ể i th i đi m đ i t ng đ c đo MĐX. + Ti n s  kinh nguy t ệ , t

ổ ượ ệ ầ ể ấ ầ ằ ­ Tu i có kinh: đ c đánh d u b ng bi u hi n l n có kinh đ u tiên.

ướ ổ ọ ớ Chia 3 nhóm: có kinh tr c 13 tu i (g i có kinh s m); có kinh trong

ổ ọ ườ ổ ộ ổ đ  tu i sinh là 13­14 tu i (g i tu i có kinh bình th ổ   ng); Có kinh ≥15 tu i

ọ ộ (g i có kinh mu n) [6].

ự ượ ừ ế ậ ­ Mãn kinh: MK t nhiên đ c th a nh n n u sau 12 tháng vô kinh

ế ế liên ti p. N u MK, khai thác thêm:

ổ ừ ệ ệ ấ ố ỳ Tu i mãn kinh: tính t khi xu t hi n k  kinh nguy t cu i cùng.

ổ ớ ướ ổ ổ Chia   ba   nhóm   tu i   MK,   MK   s m   (tr c   47   tu i),   tu i   MK   bình

ườ ừ ế ổ ộ ổ ọ th ng (t 47 đ n 52 tu i); MK trên 52 tu i (g i MK mu n). [6]

ờ ừ ắ ầ ố ượ ể ờ Th i gian MK: t ế  khi b t đ u MK đ n th i đi m đ i t ng nghiên

ươ ứ c u đo MĐX (tính theo năm d ị ng l ch)

ề ử ừ ầ ở ẻ ố ầ + Ti n s  sinh đ : S  l n sinh con thai t 28 tu n tr  lên.

43

ố ượ ố ượ

+ Thói quen u ng r

u / bia

, có hay không có u ng r

u bia ế . N u có

ộ ơ ị ươ ơ ố ươ ị ỗ u ng trên 3 đ n v  m i ngày. M t đ n v  t ng đ ng: bia 285ml, r ượ   u

ạ ượ ượ ị m nh 30ml, r u vang 120ml hay 60ml r u khai v .

ố ặ ố

+ Thói quen hút thu c lá,

có ho c không, hút thu c lá hay không.

ề ử ấ ớ

+ Ti n s  có b nh

ạ ệ  viêm đa kh p d ng th p, có hay không ?.

ề ử ể ườ ệ ườ ưỡ + Ti n s  có b nh ti u đ ng, c ng giáp, suy dinh d ạ ng m n tính,

ấ ạ ệ kém h p thu và b nh gan m n tính.

ố ượ ứ * Khám đ i t ng nghiên c u

ệ ệ ệ ể ố   Khám lâm sàng toàn di n phát hi n các b nh liên quan có th  gây r i

ể ạ ươ lo n chuy n hóa x ng .

ề ằ ạ ứ ể ờ + Đo chi u cao: Tính b ng cm, đo t i th i đi m nghiên c u dùng

ướ ố ượ ề ắ ớ ộ th c đo chi u cao g n v i cân có đ  chính xác cao. Đ i t ứ   ng nghiên c u

ượ ở ư ế ứ ẳ đ ề c đo chi u cao ẳ    th  đ ng th ng không đi giày dép (coi là th ng t

ư ế ẩ ạ ườ ứ đ ng sao cho ch m­ l ng­ mông­ gót chân ti p xúc ch m t ng).

ặ ạ ể ờ + Đo cân n ng: Tính theo kilogram (kg), đo t ứ   i th i đi m nghiên c u,

ộ ượ ề ể ế ố ỉ ạ dùng cân có đ  chính xác cao, đ c đ i chi u ki m tra đi u ch nh l i cân

ươ th ng xuyên cho chính xác.

ố ơ ể ỉ ố + Tính ch  s   kh i c  th  (Body Mass Index –BMI)

W

BMI=

h2

ố ơ ể ỉ ố        BMI: Ch  s  kh i c  th

ặ ằ W: Cân n ng tính b ng kg

ề ằ h: chi u cao tính b ng mét (m)

ạ + Phân lo i BMI theo WHO.

ế Thi u cân

Bình th ngườ : BMI <18,5 :18,5 (cid:0) BMI <24,9

44

ừ Th a cân :BMI (cid:0) 25,0

ậ ộ ươ ố ượ ứ * Đo m t đ  x ng đ i t ng nghiên c u

ệ +  Máy   đo:   Máy   DEXA   hi u   Osteocore   Station   Mobile   do   hãng

ả ấ ạ ấ ượ ẩ MEDII INK s n xu t năm 2010 t i Pháp, Tiêu chu n ch t l ng Châu

Âu ISO 9002, EC.

ẩ ạ ơ ở ạ ướ ậ ỹ ị + Chu n b :Máy đo t i c  s  phòng khám V n Ph c, k  thu t viên

ượ ụ ệ ấ ươ ề đ c hu n luy n, ph  trách  đo máy loãng x ng nhi u năm. Máy  đo

ượ ế ố ạ ư ế ệ ố ệ đ c k t n i máy vi tính, có đ m kê t o t th  đo, h  th ng máy in, có

ướ ề ườ ệ ượ cân, th ấ c đo chi u cao, gi y bút ghi chép. Ng i b nh đã đ c thông

ả ự ầ ế ả ươ ỏ báo gi i thích s  c n thi t ph i đo loãng x ậ ụ   ng, tháo b  các v t d ng

ả ạ ưở ư ế ế ả ự kim lo i, nh a có  nh h ỏ   ng đ n k t qu  đo. Đo xong đ a BN ra kh i

ộ ả ư ế ế ế ả ả ả ộ   phòng, ti n hành in k t qu  thành hai b n, m t b n l u k t qu , m t

ả ế ả ả ườ ệ b n tr  k t qu  cho ng i b nh

ố ượ ứ ượ ở ư ế ằ ử + Cách đo: Đ i t ng nghiên c u, đ c đo th  n m ng a, chân t

ơ ạ ẳ ỗ ứ   du i th ng và h i d ng ra ngoài. Máy đo phát ra hai chùm tia X có m c

ượ ộ ấ ứ ự ụ năng l ng khác nhau quét lên vùng CXĐ, d a vào m c đ  h p th  tia X

2). K  thu t đo kéo dài 20 phút

ể ị ậ ỹ ủ ươ c a x ng đ  xác đ nh MĐX (g/cm

ọ ế ạ ả ự + Đ c k t qu  d a vào MĐX t i CXĐ

Bình th ngườ T­score (cid:0) –1

ế ươ Thi u x ng ­2,5 < T­score <­1

Loãng x ngươ T­score (cid:0) – 2,5

ươ Loãng x ặ ng n ng T­score  (cid:0) –2,5   kèm   theo   GX

[1].

ơ ươ ớ ự * Mô hình FRAX d  báo nguy c  gãy x ng v i 12 y u t ế ố

ộ ổ ừ ậ ấ ổ ế (1). Tu i: Mô hình này ch p nh n có đ  tu i t 40 đ n 90 năm.

ớ (2). Gi ặ ữ i: Nam ho c n .

45

ặ ằ (3). Cân n ng: Tính b ng kg.

ề ằ (4). Chi u cao: Tính b ng cm.

ề ử ộ ở ườ ớ ả (5). Ti n s  GX: Là m t GX ng i l n x y ra cách 5 năm.

ề ử ẹ ặ (6). Ti n s  gia đình GX: có cha ho c m  gãy CXĐ

ệ ạ ạ ố (7). Tình tr ng hút thu c lá hi n t i.

ử ụ ố ỗ   (8). S  d ng glucocorticoid kéo dài: BN u ng 5mg prednisolone   m i

ặ ươ ặ ơ ươ ề ngày, kéo dài h n 3 tháng ho c (ho c t ng đ ng li u glucocorticoid khác)

ượ ứ ộ ố (9). M c đ  u ng r u.

ượ ệ ạ ẩ ấ ớ (10). B nh viêm đa kh p d ng th p đi kèm: Đ c ch n đoán xác

ủ ạ ấ ớ ị đ nh c a viêm đa kh p d ng th p.

ươ ể ườ ứ (11). Loãng x ng th  phát: Liên quan ti u đ ng typ 1, ti u đ ể ườ   ng

ườ ượ ụ ề ị typ 2, c ng giáp không đ ặ   ể c đi u tr  lâu dài, thi u năng sinh d c ho c

ớ ưỡ ệ ạ MK s m (<45 năm), suy dinh d ấ ng m n tính, kém h p thu và b nh gan

ạ m n tính.

ậ ộ ủ ươ ế (12). M t đ  khoáng c a x ng: Đo MĐX trên máy DXA, k t qu ả

2 ).

ị cho giá tr  T­score và MĐX (g/cm

ự ơ ươ Cách tính d  đoán nguy c  gãy x ng mô hình FRAX

ự ơ ươ ừ ự ấ D  đoán xác xu t nguy c  gãy x ế   ng cho t ng cá nhân tr c tuy n

trên mô hình FRAX, vào Website http://www.shef.ac.uk/FRAX (Hình 2.1)

ướ ệ ẵ ủ Vì tên n c Vi t Nam không có trong danh sách có s n c a mô hình

ọ ướ FRAX, nên chúng tôi ch n n ữ   c Philippine vì Philippine cũng có nh ng

ệ ề ị ế ươ t ồ ng đ ng Vi t Nam v  đ a lý, dân trí, chăm sóc y t .

46

Công cụ đánh giá nguy cơ gẫy xương

Công cụ tính toán

Xin vui lòng trả lời các câu hỏi sau đây để tính khả năng gãy xương trong 10 năm tới với MĐX

Loãng xương thứ phát

Uống rượu trên 3 đơn vị /ngày

Tuổi

Ngày sinh

MĐX cổ xương đùi (g/cm2)

Giới

Cân nặng

Chiều cao

Tiền sử gãy xương

Bố mẹ bị gãy xương

Hiện tại hút thuốc

Dùng Corticoid

Bị Viêm khớp dạng thấp

ụ ơ ươ ng mô hình FRAX Hình 2.1. Công c  đánh giá nguy c  gãy x

* Ngu n ồ Website http://www.shef.ac.uk/FRAX [94].

47

ế ả ơ ươ ng mô hình FRAX Hình 2.2. K t qu  đánh giá nguy c  gãy x

[94].

ồ * Ngu n: theo FRAX (2008)

ự ế ấ ơ Theo khuy n cáo WHO, d  đoán xác xu t ≥ 20% là nguy c  cao cho

ơ GX toàn thân và ≥ 3% cho nguy c  cao GX đùi.

ự ế ả ấ ơ K t qu  (Hình 2.2) d  đoán xác xu t nguy c  GX là.

ơ ấ ự ấ + D  đoán 10 năm, xác xu t là 2,4% (nguy c  th p), GX đùi 0,6%

ơ ấ (nguy c  th p).

48

ế ố ự ơ ớ ươ * Mô hình Garvan v i 5 y u t , d  báo nguy c  gãy x ng

ấ ậ ổ ừ ế ổ ộ ổ t (1). Tu i: Mô hình này ch p nh n đ  tu i 50 đ n 96 tu i.

(2). Gi i.ớ

ề ử ấ ỳ ớ ộ ồ (3). Ti n s  GX : là m t GX l n b t k  nguyên nhân nào, bao g m c ả

ạ tai n n giao thông.

ề ử (4). Ti n s  té ngã .

ướ ử ụ ệ (5). MĐX: Qui c s  d ng công ngh  DXA.

ự ơ ươ Cách tính d  đoán nguy c  gãy x ng mô hình Garvan

ừ ự ự ế ấ ơ D  đoán xác xu t nguy c  GX cho t ng cá nhân tr c tuy n trên mô

hình (Hình 2.3).

Garvan.http://garvan.org.au/promotions/bonefracturerisk/calculation/

49

ụ ơ ươ ng mô hình Garvan Hình 2.3. Công c  đánh giá nguy c  gãy x

ồ

* Ngu n: theo Garvan (2008) [95].

50

ế ả ơ ươ ng mô hình Garvan Hình 2.4. K t qu  đánh giá nguy c  gãy x

ồ

* Ngu n: theo Garvan (2008)[95].

51

ưỡ ự ế ấ ơ Ng ng do NOF khuy n cáo d  đoán xác xu t nguy c  cao là ≥ 20%

cho GX toàn thân và ≥ 3% cho GX đùi.

ụ ế ự ả ơ Ví d  k t qu  (Hình 2.4) mô hình Garvan d  báo nguy c  cho 5 năm,

ự ơ GX toàn thân là 51% và  GX đùi cũng 51%. D  đoán 10 năm, nguy c  cao

GX toàn thân là 78%, GX đùi 76%

ố ệ 2.2.5. Phân tích s  li u

ố ệ ượ ế ế ể ứ ứ Phân tích s  li u đ c thi ụ t k  đ  đáp  ng m c tiêu nghiên c u. Đ ể

ả ươ ụ ươ ố kh o sát MĐX và t ỷ ệ  l loãng x ng (m c tiêu 1), ph ng pháp th ng kê

ả ượ ử ụ ỷ ệ ươ ự ố mô t c s  d ng. T  l đ loãng x ng đ ượ ướ c c tính d a trên s  ca

ượ ẩ ươ ỉ ố ổ đ c ch n đoán loãng x ng (ch  s  T < ­2.5) chia cho t ng s  đ i t ố ố ượ   ng

ủ ỷ ệ ứ ả ậ ươ ượ tham gia nghiên c u. Kho ng tin c y 95% c a t l loãng x ng đ c tính

ả ị ề ầ ố ị ự toán d a trên gi đ nh phân b  nh  phân, dùng ph n m m R.

ế ố ủ ứ ụ ứ ị ơ M c tiêu th  hai c a nghiên c u là xác đ nh y u t nguy c  GX.

ươ ồ ượ ụ ể ố Ph ng pháp h i qui logistic đ ữ   c áp d ng đ  đánh giá m i liên quan gi a

ỗ ế ố ề ử ế ố ữ ơ ơ m i y u t nguy c  và ti n s  GX. Nh ng y u t nguy c  dùng trong phân

ặ ổ ồ ướ ỉ ố ổ tích bao g m: cao tu i (trên ho c d ố ầ   i 60), ch  s  BMI, tu i MK, s  l n

ươ ề ử ố ủ ự sinh con, loãng x ồ   ng, và ti n s  té ngã. D a vào tham s  c a mô hình h i

ỷ ố ả ậ qui logistic, t s  chênh (odds ratio hay OR) và kho ng tin c y 95% đ ượ   c

ướ ỗ ế ố c tính cho m i y u t ơ  nguy c .

ể ướ ơ Đ  đánh giá quy mô GX, chúng tôi ỗ ố   c tính nguy c  GX cho m i đ i

ứ ơ ằ ượ t ng nghiên c u. Nguy c  GX 10 năm đ ượ ướ c c tính b ng mô hình FRAX

ế ố ự ỗ ố ượ ơ ủ và Garvan, d a trên các y u t nguy c  c a m i đ i t ỗ ố   ng. Do đó, m i đ i

ị ự ứ ố ượ t ng nghiên c u có 2 giá tr  d  báo GX (FRAX và Garvan), và m i liên

ữ ị ượ ệ ố ươ quan gi a hai giá tr  này đ ằ c phân tích b ng h  s  t ng quan (correlation

coefficient).

52

ữ ụ ề ộ ị ỉ ị ự ấ M t m c tiêu khác là đánh giá s  nh t quán gi a ch  đ nh đi u tr  lâm

ồ ề ị ự ị ệ   sàng và giá tr  d  báo GX (FRAX và Garvan). Theo phác đ  đi u tr  hi n

ố ượ ượ ẩ ươ ỉ ố ặ nay, đ i t ng đ c ch n đoán loãng x ng (ch  s  T ố   <  ­2.5) ho c đ i

ề ử ượ ị ằ ề ố ỉ ị ượ t ng   có   ti n   s GX   đ c   ch   đ nh   đi u   tr   b ng   thu c   trong   nhóm

ưỡ bisphosphonates. Sau đó, ở ỗ ố ượ  m i đ i t ng, chúng tôi dùng ng ấ   ng xác su t

ặ ưỡ ể GX toàn thân 20% ho c 3% GX đùi (ng ế ng do NOF khuy n cáo) đ  phân

ố ượ ứ ộ ươ ấ ơ ữ ồ ị đ nh đ i t ng có nguy c  cao hay th p. M c đ  t ng đ ng gi a ng ưỡ   ng

ị ượ ề ị ằ ươ ỉ 20% / 3% và ch  đ nh đi u tr  đ c phân tích b ng ph ng pháp Ki bình

ươ ph ng.

ấ ề ạ ứ ứ 2.2.6. V n đ  đ o đ c trong nghiên c u

ạ ứ ứ ự ệ ạ + Th c hi n không vi ph m đ o đ c nghiên c u

ươ ự ệ ệ + Các ph ng pháp xét nghi m th c hi n vì quy n l ề ợ ố ượ   ng i đ i t

nghiên c u.ứ

ự ệ ệ ế ỉ ị + Các xét nghi m th c hi n theo ch  đ nh nêu trong khuy n cáo.

ế ủ ố ượ ọ ề ừ ố + Tôn tr ng ý ki n c a đ i t ứ ng nghiên c u, có quy n t ch i.

ố ệ ự ậ ậ + Các s  li u thu th p chính xác, trung th c và bí m t.

ố ượ ữ ươ ề + Nh ng đ i t ng có loãng x ng đ ượ ư ư ấ c đ a t ị   ố  v n thu c đi u tr .

53

Ơ Ồ Ứ S  Đ  NGHIÊN C U

Ố ƯỢ 206 Đ I T NG

176 đ i t không 30 đ i t ng có

ố ượ ng  ề ử GX có ti n s ố ượ ề ử ti n s  GX

Đo MĐX CXĐ b ngằ   máy Osteo Core (DXA)

ỷ ệ T  l loãng  ngươ x

Nghiên  c u ứ MĐX  CXĐ

Nghiên  c u ứ MĐX  CXĐ

ỷ ệ T  l loãng  nươ x g

D  ự báo  nguy c  ơ cao GX   mô hình  FRAX và  Garvan

M t ộ ố ế   s  y u  ố t nguy  c  ơ loãng  ngươ x

M t ộ s  ố y u ế  ố t nguy  c  ơ GX

D  ự báo  nguy c  ơ cao GX  theo mô  hình  FRAX và  Garvan

ỷ ệ  l nguy loãng, cùng m t s  y u t ươ ậ ậ ế ế ộ ố ế ố ng 3 Ch ự ơ ế ố ơ nguy c  GX và d  báo nguy c  GX theo mô hình

Ứ Ả Ế K T QU  NGHIÊN C U ị ự ế ố

ị ệ ế ỉ K t lu n 1: MĐX, t ị K t lu n 2: Xác đ nh các y u t FRAX và Garvan. ứ ủ Nghiên c u cũng so sánh giá tr  d  báo c a hai mô hình FRAX và Garvan, đ i chi u  ồ ề ị ớ v i ch  đ nh theo khuy n cáo và phác đ  đi u tr  hi n hành.

54

ƯƠ CH NG 3

Ứ Ả Ế K T QU  NGHIÊN C U

ụ ữ ơ ồ ư ồ Nh  trình bày trong s  đ  trên, 206 ph  n  MK đ ng ý tham gia vào

ố ượ ữ ử ứ ổ ướ nghiên c u. Phân n a nh ng đ i t ứ ng nghiên c u có tu i d i 66. Trong

ố ượ ụ ữ ừ ị ế ố s  206 đ i t ng, có 30 (14,8%) ph  n  t ng b  GX. Phân tích chi ti t cho

ế ố ượ ư ừ t ng y u t đ c trình bày nh  sau:

ủ ố ượ ể ặ ứ 3.1.  Đ c đi m chung c a đ i t ng nghiên c u

ố ố ượ ả ứ ổ B ng 3.1. Phân b  đ i t ng nghiên c u theo nhóm tu i

Nhóm tu iổ

ố ượ S  l ng (n=206) 17 128 61 ỷ ệ T  l (%) 8,3 62,1 29,6

ổ

<  60 tu iổ 60­ 69 tu iổ ≥70 tu iổ ổ Tu i trung bình (Tu i) Min – Max 66,8 ± 6,3 48 – 85

ố ượ ấ ổ ừ ổ Phân tích theo nhóm tu i cho th y nhóm đ i t ng tu i t ế  60 đ n 69

ổ ủ ứ ế ổ ố tu i chi m đa s  (62%). Tính trung bình, tu i c a nhóm nghiên c u là 66,8

ộ ệ ẩ ổ ± 6,3 tu i (trung bình ± đ  l ch chu n).

ộ ệ ề ề ẩ Chi u cao trung bình là 150,8 cm (đ  l ch chu n là 5,2), chi u cao cao

ộ ệ ẩ ấ ấ ấ ặ   nh t là 171cm, th p nh t 135cm. Cân n ng trung bình 56 kg (đ  l ch chu n là

8,5).

ố ố ượ ả ứ B ng 3.2. Phân b  đ i t ỉ ố ố ơ ể ng nghiên c u theo ch  s  kh i c  th

ặ ể Đ c đi m BMI ỷ ệ T  l (%) ố ượ S  l ng (n=206)

ế Thi u cân <18,5 5 2,4

ườ Bình th ng (18,5≤BMI<25,0) 107 51,9

ừ Th a cân ≥  25,0 94 45,6

Trung bình BMI (kg/m2) 24,5 ± 3,2

55

2

ố ượ ủ ứ Tính trung bình, BMI c a các đ i t ng nghiên c u là 24,5 kg/m

ố ượ ủ ự ẩ ứ ( 3,2 SD). D a vào tiêu chu n c a WHO, 45,6% đ i t ng nghiên c u có

ế BMI ≥  25,0, và 2,4% có BMI trong nhóm 'thi u cân' .

ố ố ượ ả ứ ổ B ng 3.3. Phân b  đ i t ệ ng nghiên c u  theo tu i có kinh nguy t

ổ ệ Tu i có kinh nguy t ỷ ệ T  l (%) ố ượ S  l ng (n=206)

ổ ớ Có kinh s m (<13 tu i) 4 1,9

ổ Tu i có kinh (13­14 tu i)ổ 51 24,8

ộ Có kinh mu n (≥ 15 tu i) ổ 151 73,3

15,9 ± 2,2

X ± SD

ố ượ ự ủ ứ D a vào khai báo c a đ i t ầ ng nghiên c u, g n 2% có kinh tr ướ   c

ố ượ ầ ổ ứ ế ổ 13 tu i. Tuy nhiên, g n 3/4 đ i t ng nghiên c u cho bi t tu i có kinh trên

ủ ứ ệ ổ 15.  Tính chung, tu i có kinh nguy t trung bình c a nhóm nghiên c u là 15,9

± 2,2 tu i. ổ

ố ố ượ ả ứ ố B ng 3.4. Phân b  đ i t ng nghiên c u  theo s  con

S  conố ỷ ệ T  l (%) ố ượ S  l ng (n=206)

Không con 10,2 21

ế 1 đ n 2 con 19,4 40

ế 3 đ n 4 con 35,0 72

Trên 5 con 35,4 73

3,8 ± 2,4

X ± SD

ụ ữ ộ ệ ầ ẩ ỗ Tính trung bình m i ph  n  sinh g n 4 con (đ  l ch chu n 2,4), ph ụ

ữ n  không sinh con (vô sinh) 10,2%, và trên 5 con là 35,4%.

ố ố ượ ả ứ ổ B ng 3.5. Phân b  đ i t ng nghiên c u  theo tu i mãn kinh

ổ ỷ ệ Tu i mãn kinh (MK) ố ượ S  l ng (n) T  l (%)

56

ổ ớ 21,4 44 MK s m (<47 tu i)

ườ ừ ng(t 47­   52 55,8 115 MK   bình   th tu i)ổ

22,8 47 ộ MK mu n (>52)

100 206 T ngổ

49,5 ± 4,3 tu i ổ

X ± SD

ụ ữ ớ ườ ộ ườ Ph  n  MK s m 44 ng i (21,4%), MK mu n 47 ng i (22,8%).

ộ ệ ẩ ổ Tu i MK trung bình 49,5 (đ  l ch chu n 4,3).

ố ố ượ ả ứ ờ B ng 3.6. Phân b  đ i t ng nghiên c u theo th i gian mãn kinh

ờ ỷ ệ Th i gian mãn kinh ố ượ S  l ng (n) T  l (%)

ướ 5,3 MK d i 5 năm 11

14,6 MK t 5­ ừ ≤10 năm 30

80,1 MK trên 10 năm 165

100,0 T ngổ 206

ụ ữ ố ướ ụ ữ ế Phân b  ph  n  MK d i 5 năm chi m 5,3%, 14,6% cho ph  n  MK

ố ố ượ ế ừ t 5 ­ ≤10 năm và đa s  đ i t ng trên 10 năm MK chi m 80,1%.

ậ ộ ươ ặ ươ ể 3.2. Đ c đi m m t đ  x ng, t ỷ ệ  l loãng x ng ở ố ượ  đ i t ng nghiên

c uứ

ậ ộ ươ ặ ươ ứ ể 3.2.1. Đ c đi m m t đ  x ng, t ỷ ệ  l loãng x ng nhóm  nghiên c u

ỷ ệ ả ươ B ng 3.7. T  l loãng x ng t ạ ổ ươ i c  x ng đùi

ỷ ệ ươ T  l loãng x ng

ỷ ệ T  l (%) ố ượ S  l ng (n=206) (theo WHO)

Bình th ngườ 113 54,8

ế ươ Thi u x ng 70 34,0

Loãng x ngươ 23 11,2

57

ộ ệ ẩ Tính chung, MĐX trung bình là 0,76 g/cm2 (đ  l ch chu n 0,14), v i ớ

2. Ch  s  T trung bình (và

ị ấ ấ ấ ỉ ố giá tr  th p nh t là 0,418 và cao nh t là 1,217 g/cm

ỉ ố ự ẩ ẩ ố ộ ệ đ  l ch chu n là ­0,89 ± 1,20. D a vào ch  s  T, phân b  ch n đoán loãng

ươ ượ ỷ ệ ả ươ x ng đ c trình bày trong b ng trên. T  l loãng x ng là 11,2% (n = 23 /

ư ế ươ ế 206). Nh ng t ỷ ệ  l thi u x ng lên đ n 1/3 (70/206).

ậ ộ ươ ươ ớ ộ ố ặ ố ể 3.2.2. Liên quan m t đ  x ng, loãng x ng v i m t s  đ c đi m đ i

ngượ t

ậ ộ ươ ộ ố ặ ỉ ố ể ớ ố 3.2.2.1. Liên quan m t đ  x ng, ch  s  T­score v i m t s  đ c đi m đ i

ượ t ứ   ng nghiên c u

ậ ộ ươ ố ổ ả ữ B ng 3.8.  M i liên quan gi a nhóm tu i và m t đ  x ng.

Nhóm tu iổ M t đ  x ậ ộ ươ   ng

T­score (g/cm2) (n=206)

ổ < 60 tu i (n=17) 0,871 ± 0,082 0,029 ± 0,781

ổ 60­ 69 tu i (n=128) 0,788 ± 0,128 ­0,671 ± 1,134

ổ ≥70 tu i (n=61) 0,684 ± 0,121 ­1,600 ±1,073

So sánh

60­69 và <60 ­0.08 (p = 0,027) ­0,70 (p = 0,03)

≥70 và <60 ­0,19 (p < 0,001) ­1,62 (p < 0,001)

≥70 và 60­69 ­0,10 (p < 0,001) ­0,92 (p < 0,001)

ự ữ ấ ổ ệ ụ ể ệ MĐX gi a 3 nhóm tu i cho th y có s  khác bi t rõ r t. C  th , nhóm

2, t

ấ ổ ươ ươ ớ ơ tuổi trên 70 có MĐX th p h n nhóm <60 tu i 0,19 g/cm ng đ ng v i

ấ ổ ơ 1,62 SD (p < 0.001), và nhóm 60­69 tu i cũng có MĐX th p h n nhóm <60

2, t

ổ ươ ươ ớ tu i 0,08 g/cm ng đ ng v i ­0,7 SD (p = 0,027).

58

ệ ố ươ H  s  t ng quan r= ­0,40; p<0,05

MĐX=1,33­0,0085 * Tuoi

ể ồ ươ ậ ộ ươ ữ ổ Bi u đ  3.1. T ng quan gi a tu i và m t đ  x ng.

ộ ổ ữ ố ị ộ ổ Có m i liên quan ngh ch gi a đ  tu i và MĐX. Đ  tu i càng tăng

ệ ố ươ ả MĐX càng gi m và h  s  t ng quan là  r = ­0,40 (P < 0,05).

ậ ộ ươ ố ả ữ B ng 3.9.  M i liên quan gi a nhóm BMI và m t đ  x ng.

Nhóm BMI M t đ  x ậ ộ ươ   ng T­score (g/cm2) (n=206)

0,602± 0,161 ­2,260± 1,488

ườ ế Thi u cân: <18,5 (n=5) Bình th ng: 18,5 ­24,9 0,738 ±0,121 ­1,130± 1,007

0,804 ±0,137 ­0,541 ± 1,207

ườ ế ng vs thi u cân

ế

(n=107) ừ Th a cân: ≥25,0 (n=94) So sánh  Bình th ừ Th a cân vs thi u cân  ườ ừ Th a cân vs bình th ng 0,13 (p = 0,060) 0,20 (p = 0,002) 0,07 (p = 0,001) 1,13 (p=0,08) 1.72 (p=0,003) 0.59 (p=0,001)

ỉ ố ượ ế ướ Ch  s  BMI   đ c chia thành 3 nhóm: thi u cân (d i 18,5), bình

ườ ừ ế ế ặ ả ơ th ấ   ng (18,5 đ n 25,0) và th a cân (25,0 ho c cao h n). K t qu  cho th y

59

ế ườ ừ có 2,4% thi u cân, 52% bình th ng, và 46% th a cân. Nhóm bình th ườ   ng

2  (t

ế ơ ươ ươ ớ có MĐX cao h n nhóm thi u cân 0,13 g/cm ng đ ng v i 1,13 SD,

ư ệ ố nh ng khác bi ố ỡ ẫ   t này không có ý nghĩa th ng kê (p = 0,06) vì s  c  m u

ấ ở ừ ế ơ th p nhóm thi u cân. Tuy nhiên, nhóm th a cân có MĐX cao h n nhóm

2 (hay 0,59 SD) và s  khác bi

ườ ự ệ bình th ng 0,07 g/cm ố   t này có ý nghĩa th ng

kê (p < 0.001).

ệ ố ươ H  s  t ng quan r=0,43: p<0,05

MĐX= 0,37+ 0,0069* Cân n ngặ

ể ồ ươ ậ ộ ươ Bi u đ  3.2. T ng quan m t đ  x ặ ng và cân n ng (n=206)

ữ ặ ố ượ M i liên quan gi a cân n ng và MĐX đ ằ c phân tích b ng mô hình

ế ể ấ ả ồ ỗ ế ồ h i qui tuy n tính (Bi u đ  3.2). K t qu  phân tích cho th y m i kg tăng

2 tăng MĐX. Nh ng khác bi

ế ặ ữ ệ ề cân n ng có liên quan đ n 0,007 g/cm t v  cân

ụ ữ ả ữ ượ ươ ủ ặ n ng gi a các ph  n  gi i thích đ c 19% ph ng sai c a MĐX (r = 0,43).

60

ệ ố ươ H  s  t ng quan r=0,21, p<0,05

MĐX= ­0,06+ 0,005* Chieucao

ể ồ ươ ậ ộ ươ ề Bi u đ  3.3. T ng quan m t đ  x ng và chi u cao (n=206)

ế ằ ấ ố ồ Phân tích b ng mô hình h i qui tuy n tính cũng cho th y có m i liên

ươ ữ ề ề ỗ quan d ng tính gi a chi u cao và MĐX. M i cm tăng chi u cao liên quan

2  MĐX (p = 0,002). Tuy nhiên, chi u cao ch  gi

ỉ ả ề ế đ n tăng 0,005 g/cm i thích

ượ ươ ủ ố đ c 4% ph ng sai c a MĐX ( r = 0,20). Nói cách khác, m i liên quan

ữ ữ ế ề ặ ơ ố gi a chi u cao và MĐX y u h n m i liên quan gi a cân n ng và MĐX.

ậ ộ ươ ổ ố ả ữ B ng 3.10 M i liên quan gi a tu i có kinh và m t đ  x ng.

ổ Tu i có kinh M t đ  x ậ ộ ươ   ng T­score

(g/cm2) 0,842± 0,125 0,761±0,125 0,765±0,138 ­0,050 ±1,212 ­0,962± 1,140 ­0,886± 1,215

(n=206) ổ <13 tu i  (n=4) ổ 13­14 tu i  (n=51) ổ ≥15 tu i  (n=151) So sánh  13­14 vs <13  15+ vs <13  15+ vs 13­14 ­0,08 (p = 0,48) ­0,08 (p = 0,49)  0,003 (p = 0,98) ­0,91 (p = 0,31) ­0,84 (p = 0,35)  0,08 (p = 0,92)

61

ữ ầ ầ ố ổ ượ M i liên quan gi a MĐX và tu i có kinh l n đ u đ c phân tích

ươ ươ ả ượ ế ằ b ng ph ng pháp phân tích ph ng sai, và k t qu  đ c trình bày trong

ụ ữ ả ố (b ng 3.10). Đa s  ph  n  báo cáo có kinh ở ổi 15 (n = 151); nhóm này tu

ự ư ấ ơ ổ ớ tuy có MĐX th p h n nhóm có kinh s m (<13 tu i), nh ng s  khác bi ệ   t

ố ố không có ý nghĩa th ng kê. Nói cách khác, không có m i liên quan đáng chú

ữ ộ ổ ý gi a đ  tu i có kinh và MĐX.

ậ ộ ươ ữ ố ố ả B ng 3.11 M i liên quan gi a s  con và m t đ  x ng.

ố ầ S  l n sinh con M t đ  x ậ ộ ươ   ng T­score (n=206)

ừ ừ

(g/cm2) 0,723±0,147 0,816±0,124 0,780± 0,129 0,733± 0,134 ­1,185 ±1,461 ­0,442±1,034 ­0,811 ±1,161 ­1,124 ±1,174

Không sinh con (n=21) T  1 ­ 2 con (n=40) T  3 ­ 4 con (n=72) Trên 5 con   (n=73) So sánh  1­2 và 0 (không sinh con) 3­4 và 0  5+ và 0  3­4 vs 1­2  5+ vs 1­2  5+ vs 3­4 0,09 (p = 0,05)  0,06 (p = 0,29) 0,01 (p = 0,99) ­0,03 (p=0,52)  ­0,08 (p= 0,008) ­0,05 (p = 0,14) 0,74 (p = 0,09) 0,37 (p = 0,57) 0,06 (p = 0,99) ­0,37 (p = 0,39) ­0,68 (p = 0,01) ­0,31 (p = 9,38)

62

ậ ộ ươ ể ồ ố ầ Bi u đ  3.4. So sánh  m t đ  x ng s  l n sinh con (n=206)

ữ ố ố ượ ằ M i liên quan gi a MĐX và s  con đ c phân tích b ng ph ươ   ng

ươ ể ể ả ồ ồ pháp phân tích ph ấ   ng sai (B ng 3.11 và bi u đ  3.5). Bi u đ  cho th y

ở ấ ơ nhóm có 5 con tr lên có MĐX th p h n nhóm có 1­2 con, và phân tích

2 (hay t

ươ ộ ệ ươ ươ ph ấ ng sai cho th y đ  khác bi t là 0,08 g/cm ng đ ng 0,68 SD;

ủ ố p = 0,008). MĐX c a các nhóm khác không khác nhau có ý nghĩa th ng kê.

ậ ộ ươ ổ ố ả ữ B ng 3.12.  M i liên quan gi a tu i mãn kinh và m t đ  x ng.

ổ ậ ộ ươ Tu i mãn kinh M t đ  x ng Tscore

ổ (g/cm2) 0,756 ± 0,118 ­1,036 ± 1,141

(n=206) MK<  47 tu i (n=44) MK 47­52 tu i ổ 0,747 ± 0,136 ­1,015 ±1,218

ổ 0,815 ± 0,138 ­0,440 ±1,106

(n=115) MK >52 tu i (n=47) So sánh  47­52 vs <47  52+ vs <47  52+ vs 47­52 ­0,008 (p=0,93) 0,06 (p = 0,08)  0,068 (p = 0,01) 0.02 (p = 0,99)  0.59 (p = 0,04) 0.57 (p = 0,01)

63

ượ ướ ế ổ Tuổi MK đ c chia thành 3 nhóm: d i 47 tu i (n = 44), 47 đ n 52

ữ ổ ổ ố (n = 115), và trên 52 tu i (n = 47). M i liên quan gi a nhóm tu i MK và

ượ ằ ươ MĐX đ c phân tích b ng mô hình phân tích ph ng sai, và k t q a đ ế ủ ượ   c

ả ổ trình bày trong (b ng 3.12). Nhìn chung, nhóm có tu i MK trên 52 có MĐX

2 hay

ứ ơ ổ ộ ệ cao h n nhóm có tu i MK 47­52, và m c đ  khác bi t là 0,068 g/cm

0,57 SD (p = 0,01).

ả ậ ộ ươ ữ ờ ố B ng 3.13. M i liên quan gi a th i gian mãn kinh và m t đ  x ng.

ờ ậ ộ ươ Th i gian mãn kinh M t đ  x ng T­score

(n=206) (g/cm2)

MK < 5 năm  (n=11) 0,860 ± 0,062 ­0,127 ± 0,606

­0,420 ± 0,966 MK t 5­ừ ≤10 năm 0,821 ± 0,113 (n=30)

MK trên 10 năm (n=165) 0,748 ± 0,137 ­1,024 ± 1,227

So sánh

5­9 vs <5 năm ­0,04 (p = 0,67) ­0,30 (p = 0,76)

10+ vs <5 năm ­0,11 (p = 0,02) ­0,89 (p = 0,03)

10+ vs 5­10 năm ­0,07 (p = 0,01) ­0.60 (p = 0,03)

ữ ố ượ M i liên quan gi a th ời gian sau MK và MĐX đ ằ   c phân tích b ng

ươ ươ ấ ả ả ph ng pháp phân tích ph ế ng sai (B ng 3.13). K t qu  cho th y ph  n ụ ữ

ư ẳ ạ ả ờ ớ   có th i gian sau MK càng cao thì MĐX càng gi m. Ch ng h n nh  so v i

ụ ữ ướ ụ ữ ớ ờ ph  n  có th i gian MK d ờ i 5 năm, ph  n  v i th i gian MK trên 10 năm

2, t

ấ ả ươ ươ ớ có MĐX th p kho ng 0,11 g/cm ng đ ng v i ~0,9 SD (p = 0,01).

64

ữ ề ử ậ ộ ươ ố ả B ng 3.14. M i liên quan gi a ti n s  té ngã và m t đ  x ng.

ậ ộ ươ M t đ  x ng ề ử Ti n s  té ngã

Tscore

(n=206) (g/cm2)

ề ử 0,640 Ti n s  té ngã (n=38) ­1,976

ề ử Ti n s  không té ngã ­0,642 0,793 (n=168)

p<0,05 Giá tr  pị p<0,05

ề ử ấ ơ ườ Ti n s  có té ngã MĐX th p h n ng ề ử i không có ti n s  té ngã và s ự

ệ khác bi ố t có ý nghĩa th ng kê (p<0,05)

ữ ề ử ố ả ươ B ng 3.15. M i liên quan gi a ti n s  gia đình gãy x ng và m t đ ậ ộ

ươ x ng.

ề ử ậ ộ ươ Ti n s  gia đình GX M t đ  x ng

Tscore

(g/cm2) (n=206)

ề ử Ti n s  gia đình có GX ­2,618 0,580 (n=22)

ề ử Ti n s  gia đình không ­0,682 0,786 GX (n=184)

p<0,05 Giá tr  pị p<0,05

ề ử ấ ơ ườ Ti n s  gia đình GX MĐX và T­score th p h n ng ề   i không có ti n

ự ệ ử s  gia đình GX và s  khác bi ố t có ý nghĩa th ng kê (p<0,05).

ươ ộ ố ặ ố ượ ể ớ 3.2.2.2. Liên quan loãng x ng v i m t s  đ c đi m đ i t ứ   ng nghiên c u

65

ứ ộ ố ả ươ B ng 3.16. M i liên quan m c đ  loãng x ổ ng theo tu i

ế ươ Bình th ngườ Thi u x ng Loãng p

Nhóm tu iổ Tỷ Tỷ T  lỷ ệ (n=206) l lệ lệ (%) Số  ngượ (n) Số   nượ l g (n) (%) ngươ x Số   nượ l g (n) (%)

ổ <60 tu i (n=16) 14 82,4 3 17,6 0 0,0

60­ 69 (n=128) 82 64,0 39 30,5 7 5,5 p<0,001 ≥70  (n=61) 17 27,9 28 45,9 16 26,2

T ngổ 113 54,8 70 34,0 23 11,2

ỷ ệ ươ ả ổ T  l loãng x ấ   ng phân chia theo 3 nhóm tu i (B ng 3.16) cho th y

ụ ữ ở ổ ư ế ầ ặ ố ơ có m i liên quan g n nh  tuy n tính. Ph  n tu i 70 ho c cao h n có t ỷ

ệ ươ ầ ầ ớ ổ l loãng x ng 26,2%, cao g n 5 l n so v i nhóm tu i 60 ­ 69 (t ỷ ệ  l 5,5%),

ự ệ ố và s  khác bi t có ý nghĩa th ng kê (p < 0,001). Trong nhóm ph  n  d ụ ữ ướ   i

ổ ị ươ 60 tu i, không có ai b  loãng x ng.

ứ ộ ố ả ươ B ng 3.17. M i liên quan m c đ  loãng x ng theo BMI

ế ươ ng ngươ

ngườ Tỷ p NhómBMI T  lỷ ệ T  lỷ ệ l l lệ (n=206) (%) (%) Bình th Số   nượ l g (n) (%) Thi u x Số  nượ g (n) Loãngx Số  nượ g (n)

BMI<18,5 1 20,0 1 20,0 3 60,0

< 0,001 (n=5) 18,5≤BMI<25,0 51 47,7 43 40,2 13 12,1

(n=107) BMI≥25,0(n=94) T ng ổ 61 113 64,9 54,8 26 70 27,7 34,0 7 23 7,5 11,2

66

ỷ ệ ươ ả ầ Ở T  l loãng x ng gi m d n khi BMI tăng cao. nhóm thi ếu cân

ươ ườ (<18,5), t ỷ ệ  l loãng x ơ ng là 60%, cao h n nhóm bình th ng (12,1%), và

ừ ự ệ ữ nhóm th a cân (7,5%). S  khác bi ố t gi a có ý nghĩa th ng kê (p < 0,001).

ứ ộ ố ả ươ B ng 3.18. M i liên quan m c đ  loãng x ố ầ ng theo s  l n sinh con

ế ươ Bình th ngườ ng ngươ p

S  conố (n=206) l T  lỷ ệ   (%) T  lỷ ệ ( %) Số  ngượ (n) Tỷ  lệ  (%) Thi u x Số   nượ l g (n) Loãng x Số   nượ l g (n)

8 38,1 7 6 28,6 33,3

29 44 72,5 61,1 10 22 1 6 2,5 8,3 25,0 30,6 <0,01

32 43,8 31 10 13,7 42,5

Không sinh con (n=21) 1 ­ 2 con(n=40) 3 ­ 4 con(n=72)  5 con tr  lênở (n=73) T ngổ 113 54,8 70 23 11,2 34,0

ỷ ệ ươ ở ụ ữ T  l loãng x ng tăng cao ph  n  không sinh con là 28,6% cao

ơ h n các nhóm có sinh con, nhóm sinh 1­2 con 2,5%, nhóm 3­4 con là 8,3%,

ự ặ ệ ữ ơ nhóm 5 con ho c cao h n là 13,7%. S  khác bi t gi a các nhóm có ý nghĩa

ố th ng kê (p<0,05).

ứ ộ ố ả ươ ổ B ng 3.19. M i liên quan m c đ  loãng x ầ   ng theo tu i có kinh l n

đ uầ

Bình th ngườ Thi uế Loãng x ngươ

ổ Tu i có kinh p Tỷ ầ ầ l n đ u T  lỷ ệ T  lỷ ệ l l lệ (n=206) (%) (%) Số  nượ g (n) ngươ x Số   nượ l g (n) (%) Số  nượ g (n)

<13 tu iổ p>0,05 3 75,0 1 25,0 0 0,0

(n=4) 13­14 tu iổ 25 49,0 21 41,2 5 9,8

67

(n=51) ≥15 tu iổ 85 56,3 48 31,8 18 11,9

(n=151) T ng ổ 113 54,8 70 34,0 23 11,2

ụ ữ ổ ươ ộ Ph  n  có kinh mu n (trên 15 tu i) có t ỷ ệ  l loãng x ng 12%, có

ộ ổ ổ ớ ươ kinh đ  tu i (13­ 14 tu i) là 9,8%, có kinh s m không loãng x ự   ng. S  khác

ệ ố bi t không ý nghĩa th ng kê p>0,05).

ứ ộ ố ả ươ B ng 3.20. M i liên quan m c đ  loãng x ổ ng theo tu i mãn kinh

Bình th ngườ Thi uế Loãng x ngươ

ổ p Tu i mãn kinh Tỷ T  lỷ ệ T  lỷ ệ (n=206) l l lệ (%) (%) (%) ngươ x Số   nượ l g (n) Số  nượ g (n) Số  nượ g (n)

ổ Tu i MK < 47 47,7 16 36,4 7 15,9 21

ổ (n=44) Tu i MK  47­52 p>0,05 52,2 41 35,7 14 12,2 60 (n=115)

Tu i MKổ >52 32 68,1 13 27,7 2 4,3

(n=47) T ng ổ 113 54,8 70 34,0 23 11,2

ụ ữ ậ ướ ổ ỷ ệ ươ Nh n xét: Ph  n  MK tr c 47 tu i t l loãng x ng 15,9%, MK

ự ổ ổ ệ ữ 47­52 tu i 12,2%, MK sau 52 tu i là 4,3%. S  khác bi ổ   t gi a cá nhóm tu i

ố không có ý nghĩa th ng kê (p>0,05).

ứ ộ ố ả ươ ờ B ng 3.21. M i liên quan m c đ  loãng x ng theo th i gian mãn kinh

ế ươ ngườ ng ngươ

ờ Th i gian MK p T  lỷ ệ T  lỷ ệ T  lỷ ệ l l (n=206) (%) (%) (%)

MK < 5 năm

Bình th Số  nượ g (n) 9 81,8 Thi u x Số   nượ l g (n) 2 18,2 Loãng x Số  nượ g (n) 0 0,0 < 0,05

68

(n=11) MK  5­ ≤10 năm 23 76,7 7 23,3 0 0,0

(n=30) Trên 10 năm 81 49,1 61 37,0 23 13,9

(n=165) T ngổ  (n=206) 113 54,8 70 34,0 23 11,2

ươ ế ờ ờ Loãng x ng liên quan đ n th i gian MK: Th i gian MK càng dài thì

ươ ươ ơ t ỷ ệ  l loãng x ng càng cao, trên 10 năm loãng x ng 13,9% cao h n các

ự ệ ố t có ý nghĩa th ng kê (p<0,05). nhóm khác. S  khác bi

ứ ộ ố ả ươ ề ử B ng 3.22. M i liên quan m c đ  loãng x ng theo ti n s  té ngã

Bình th ngườ Thi u ế Loãng x ngươ

ề ử p Ti n s  té ngã Tỷ T  lỷ ệ T  lỷ ệ (n=206) l lệ (%) (%) Số   nượ l g (n) ngươ x Số  nượ g (n) (%) Số   nượ l g (n)

ề ử Ti n s  không

106 63,1 53 31,5 9 5,4

ề ử té ngã (n=168) Ti n s  té ngã p<0,05 7 18,5 17 44,7 14 36,8 (n=38)

70 34,0 23 11,2 T ng ổ 113 54,8

ề ử ả ươ Ti n s  té ngã liên quan MĐX gi m, t ỷ ệ  l loãng x ng là 36,8% cao

ự ệ ơ h n nhóm không té ngã 5,4% và s  khác bi ố t có ý nghĩa th ng kê (p<0,05).

ứ ộ ố ả ươ ề ử B ng 3.23. M i liên quan m c đ  loãng x ng  theo ti n s  gia đình gãy

ngươ x

ề ử Ti n s  gia đình Bình th ngườ Thi u ế Loãng x ngươ p

GX

T  lỷ ệ Tỷ T  lỷ ệ (n=206) Số   nượ l ngươ x Số  nượ l Số   nượ l (%) lệ (%)

69

(%) g (n) g (n) g (n)

ề ử Ti n s  gia đình 113 61,4 63 34,2 8 4,4 không GX (n=184)

ề ử Ti n s  gia đình có p<0,05 0 0,0 7 31,8 15 68,2 GX (n=22)

T ng ổ 113 54,8 70 34,0 23 11,2

ề ử ả Ti n s  gia đình GX cũng liên quan gi m MĐX, t ỷ ệ  l loãng x ươ   ng

ề ử ự ớ ệ 68,2%, so v i không có ti n s  gia đình GX 4,3% và s  khác bi t có ý nghĩa

ố th ng kê (p<0,05)

ứ ộ ố ả ươ ề ử ươ B ng 3.24. M i liên quan m c đ  loãng x ng theo ti n s  gãy x ng

Bình th ngườ Thi uế Loãng x ngươ

p ề ử Ti n s  GX Tỷ T  lỷ ệ T  lỷ ệ (n=206) l lệ (%) (%) (%) Số   nượ l g (n) ngươ x Số  nượ g (n) Số   nượ l g (n)

ề ử Ti n s  không 104 59,1 61 34,7 11 6,2

GX (n=176) ề ử Ti n s  có GX p<0,05 9 30,0 9 30,0 12 40,0 (n=30)

T ng ổ 113 54,8 70 34,0 23 11,2

ề ử ươ Ti n s  GX cũng liên quan MĐX, t ỷ ệ  l loãng x ơ ng cao h n ti n s ề ử

ự ệ ớ không GX (40% so v i 6,2%), s  khác bi ố t có ý nghĩa th ng kê (p<0,05)

ế ố ị ươ ự ơ 3.3.   Xác   đ nh   các   y u   t ơ   nguy   c   gãy   x ng,   d   báo   nguy   c   gãy

ươ x ng theo mô hình FRAX và Garvan

70

ể ồ ươ Bi u đ  3.5. T  l ỷ ệ ố ượ  đ i t ề ử ng có ti n s  gãy x ng (n=206)

ố ượ ậ ườ ế Nh n xét: Trong 206 đ i t ứ ng nghiên c u có 30 ng i chi m 14,6%

ề ử có ti n s  GX.

ữ ề ử ươ ế ố ớ ơ 3.3.1. M i liên quan gi a ti n s  gãy x ng v i các y u t nguy c  gãy

ố ngươ x ả ữ ề ử ố ươ ươ B ng 3.25. M i liên quan gi a ti n s  gãy x ng và loãng x ng

ề ử Ti n s  không GX

T  lỷ ệ T  l ỷ ệ ng OR, p Nhóm loãng x ngươ l ố ượ S  l (n) (%) (%) ề ử Ti n s  GX Số  ngượ (n)

Loãng x ngươ 10,0 (3,86 – 12 40,0 11 6,25 25,9)

(n= 23) Không loãng x ngươ p < 0,0001 18 60,0 165 93,7

ổ (n=183) T ng (n=206) 30 100,0 176 100,0

ề ử ế ươ Ở Ti n s  GX có liên quan đ n loãng x ng. nhóm có ti n s ề ử GX,

ượ ẩ ươ ở 40% (12 / 30) đ c ch n đoán loãng x ng; nhóm không có ti n s ề ử GX

ươ ề ố ỷ ố ữ 6,25% (11 / 176) là loãng x ng. T  s  chênh v  m i liên quan gi a loãng

ươ ề ử ả ậ ộ ừ x ng và ti n s  GX là 10,0 (kho ng tin c y 95% dao đ ng t ế    3,86 đ n

ố ố 25,9), và m i liên quan này có ý nghĩa th ng kê ( p < 0,0001).

ả ề ử ố ươ B ng 3.2 6. M i liên quan ti n s  gãy x ổ ng và tu i

71

ề ử ề ử Ti n s  GX Ti n s  không GX

Nhóm tu iổ T  l ỷ ệ OR, p ng ng ỷ ệ T  l (%) ố ượ S  l (n) ố ượ S  l (n) (%)

OR=2,90 Tu i ổ ≥60 96,7 160 90,9 29 Cl (0,37­22,96)

(n= 189) ổ Tu i <60 p = 0,241 3,3 16 9,1 1 (n= 17)

ổ T ng (n=206) 100,0 176 100,0 30

ổ ạ ờ ấ ữ ố ưỡ ề ử M i liên quan gi a cao tu i (t m th i l y ng ng 60) và ti n s  GX

ượ ố ệ ả ặ ổ ở đ c trình bày trong b ng s  li u trên. M c dù t ỷ ệ  l cao tu i nhóm có

ề ử ề ử ư ơ ti n s  GX (96,7%) cao h n nhóm không có ti n s  GX (90,9%), nh ng s ự

ệ khác bi ố t không có ý nghĩa th ng kê (p = 0,241).

ữ ề ử ố ả ươ B ng 3.27.  M i liên quan gi a ti n s  gãy x ng và BMI

ề ử ề ử Ti n s  GX OR, p

T  l ng ng ỷ ệ T  l (%) BMI ố ượ S  l (n) Ti n s  không GX  ỷ ệ ố ượ S  l (n) (%)

OR=0,76 BMI <25,0 60,0 94 53,4 18 (0,35­1,68)

(n=112) BMI≥25,0 p = 0,637 40,0 82 46,6 12 (n = 94)

ổ T ng (n=206) 100,0 176 100,0 30

ườ ườ ố  Trong s  206 ng ứ i nghiên c u, 94 ng i có BMI ≥ 25,0 (quá cân).

ề ử ấ ơ Tuy nhiên, trong nhóm có ti n s  GX, t ỷ ệ  l quá cân là 40%, th p h n nhó

ề ử ế ả không có ti n s  GX (46,6%). Do đó, tăng BMI có liên quan đ n gi m nguy

ư ố ố ơ ề ử c  ti n s  GX, nh ng m i liên quan không có ý nghĩa th ng kê (p = 0,637).

ữ ề ử ố ả ươ B ng 3.28. M i liên quan gi a ti n s  gãy x ổ ng và tu i có kinh

ề ử ề ử Ti n s  GX Ti n s  không GX OR, p

72

ổ Tu i có kinh T  lỷ ệ T  l ỷ ệ l (%) (%) Số   ngượ l (n) Số  ngượ (n)

ổ (n=206) ướ OR=0,68 Có kinh tr c 15 tu i 10 18,2 45 81,8 (0,3­1,58)

(n= 55) ừ Có kinh t ổ  15 tu i p=0,68 13,2 131 86,8 20 (n=151)

ổ T ng (n=206) 14,6 176 85,4 30

ườ ứ ườ ố  Trong s  206 ng i tham gia nghiên c u, 151 ng i có kinh sau 15

ề ử ổ tu i. Tuy nhiên, trong nhóm có ti n s  GX, t ỷ ệ  l ộ  có kinh mu n là 13,2%,

ề ử ấ ộ ơ ổ th p h n nhóm không có ti n s  GX (86,6%). Do đó, tu i có kinh mu n có

ơ ề ử ư ế ả ố liên quan đ n gi m nguy c  ti n s  GX, nh ng m i liên quan không có ý

ố nghĩa th ng kê (p = 0,68).

ữ ề ử ố ả ươ B ng 3.29.  M i liên quan gi a ti n s  gãy x ng và không sinh con

OR, p ạ Tình tr ng sinh T  l ề ử Ti n s  GX ng ề ử ng ỷ ệ T  l (%) con ố ượ S  l (n) Ti n s  không GX  ỷ ệ ố ượ S  l (n) (%)

Không sinh con OR=3,52 7 23,3 14 8,0

(1,26­9,8) (n= 21) Có con 23 76,7 162 92,0 p<0,01 (n=185)

ổ T ng (n=206) 30 100 176 100

Ở ườ nhóm không sinh con có 21 ng i, có ti n s ề ử GX, 23,3%, không

ề ề ố ỷ ố ữ ti n GX 8% . T  s  chênh v  m i liên quan gi a không sinh con và ti n s ề ử

ả ậ ộ ừ ế ố GX là 3,52 (kho ng tin c y 95% dao đ ng t 1,26 đ n 9,8), và m i liên

ố quan này có ý nghĩa th ng kê (P < 0,01).

ả ữ ề ử ố ươ ổ B ng 3.3 0.  M i liên quan gi a ti n s  gãy x ng và tu i mãn kinh

ổ ề ử Tu i mãn kinh ề ử Ti n s  GX Ti n s  không GX OR, p

73

ng ng

ố ượ S  l (n) T  lỷ ệ   (%) ố ượ S  l (n) ỷ ệ T  l (%)

ướ Tr ổ c 53 tu i 24 80,0 135 76,7 OR=1,21

(0,46­3,18) ổ ở ừ (n=159 ) T  53 tu i tr  đi 6 20,0 41 23,3 p=0,81 (n= 47)

ổ T ng (n=206) 30 100 176 100

ề ử ụ ữ ữ ố ộ ổ M i liên quan gi a tu i MK, nhóm ph  n  MK mu n có ti n s  GX

ụ ữ ấ ướ ề ử ổ th p 20% so ph  n  MK tr ế c tu i 53 liên quan đ n ti n s  GX là 80%

ư ệ ố ự nh ng s  khác bi t không có ý nghĩa th ng kê (p= 0,81).

ề ử ố ả ươ ờ B ng 3.31.  M i liên quan ti n s  gãy x ng và th i gian mãn kinh

OR, p

ờ Th i gian MK ề ử Ti n s  GX ng

T  lỷ ệ   (%) ố ượ S  l (n) ề ử Ti n s  không GX  ỷ ệ ố ượ ng S  l T  l (%) (n)

MK> 10 năm OR=1,28 25 83,3 140 79,5

(0,43­4,59) (n=165) MK ≤ 10 năm 5 16,7 36 20,5 p=0,8

(n=41) ổ T ng (n=206) 30 100 176 100

ề ử ướ MK trên 10 năm liên quan ti n s  GX là 83,3%, so MK d i 10 năm

ự ỉ ệ ố ch  16,7%, tuy nhiên s  khác bi t không có ý nghĩa th ng kê (p>0,05)

ề ử ố ả ươ B ng 3.32. M i liên quan ti n s  gãy x ề ử ng và ti n s  té ngã

OR, p

ề ử Ti n s  GX ng ố ượ S  l T  lỷ ệ ề ử Ti n s  không GX  ỷ ệ ố ượ ng S  l T  l ề ử Ti n s  té ngã

(n) (%) (n) (%)

ề ử OR=2,64 Ti n s  có té ngã 10 33,3 28 15,9 (1,10­6,33)

ề ử (n=38 )   Ti n s  không té p=0,03

20 66,7 148 84,1 ngã

(n=168)

74

ổ T ng (n=206) 30 14,6 176 85,4

ề ử ề ử ề ử Ti n s  té ngã liên quan ti n s  GX là 33,3% so ti n s  té ngã và

ề ố ỷ ố không GX 15,9%. T  s  chênh v  m i liên quan gi a ề ử ữ  ti n s  té ngã và ti nề

ả ậ ộ ố s  ử GX là 2,64 (kho ng tin c y 95% dao đ ng t ừ 1,10 đ n ế 6,33), và m i liên

ố quan này có ý nghĩa th ng kê ( p < 0,01).

ố ả ươ ề ử ươ B ng 3.33. M i liên quan gãy x ng và ti n s  gia đình gãy x ng

OR, p ề ử Ti n s  gia ề ử Ti n s  GX ng ề ử ng ỷ ệ T  l (%) đình GX ố ượ S  l (n) Ti n s  không GX  ỷ ệ ố ượ S  l T  l (%) (n)

ề ử Có ti n s  gia OR=6,83

đình GX 10 33,3 12 6,8 (2,49­18,7)

p=0,001

(n=22 ) Không GX 20 66,7 164 93,2

ổ (n=184) T ng (n=206) 30 100 176 100

ề ử ề ử ề ử Ti n s  gia đình GX liên quan ti n s  GX là 33,3% so ti n s  gia

ề ố ỷ ố đình GX và không GX 6,8%. T  s  chênh v  m i liên quan gi a ề ử ữ  ti n s  gia

ả ậ ộ đình GX v iớ  ti n s ề ử GX là 6,83 (kho ng tin c y 95% dao đ ng t ừ 2,49 đ nế

ố ố 18,7), và m i liên quan này có ý nghĩa th ng kê ( p < 0,01).

ữ ề ử ồ ế ả ươ B ng 3.34. Phân tích h i qui đa bi n gi a ti n s  gãy x ế   ng và các y u

ơ ố t  nguy c

Y u tế ố H  s  β ệ ố OR 95%CI p

ngươ

ổ

ổ c 53 tu i  > 10 năm

ố ề ử Tu i ổ ≥ 60 BMI < 18,5 Loãng x ổ ổ Tu i có kinh sau 15 tu i Không sinh con ướ Tu i MK tr S  năm sau MK Ti n s  té ngã 1,034 ­ 1,406 1,836  ­0,550    0,722   0,007    ­0,793    0,231 2,85 0,27 6,83 0,58 2,36 1,00 0,46 1,12 0,29­27,56 0,02­3,47  1,71­22,99  0,22­ 1,49  0,63­ 6,69   0,31­ 3,24     0,12­1,74  0,43­3,72 0,37 0,33 0,007 0,27 0,15 0,99 0,26 0,85

75

ề ử Ti n s  gia đình GX 1,075 2,48 0,80­10,74 0,19

ữ ế ậ ấ ồ ố ỉ Nh n xét: Phân tích h i qui đa bi n cho th y ch  có m i liên quan gi a

ươ ố GX và loãng x ng là có ý nghĩa th ng kê p< 0,05.

ự ươ 3.3.2. D  đoán gãy x ng theo mô hình FRAX và mô hình Garvan

ệ ố ươ H  s  t ng quan r=0,70; p<0,01

ể ồ ươ ị ượ ươ ủ Bi u đ  3.6. T ng quan giá tr  tiên l ng gãy x ng c a mô hình

FRAX và mô hình Garvan

ệ ố ươ ề ị ượ ữ H   s   t ng   quan  v   giá  tr   tiên   l ng   gi a   mô  hình   Garvan  và

ị ượ ủ FRAX là r = 0,7. Nói cách khác, giá tr  tiên l ng c a mô hình FRAX ch ỉ

ả ữ ệ ề ị ượ ủ gi i thích 49% nh ng khác bi t v  giá tr  tiên l ng c a mô hình Garvan.

ứ ộ ươ ế ấ ả K t qu  này cho th y hai mô hình Garvan và FRAX có m c đ  t ồ   ng đ ng

ươ t ố ng đ i cao.

76

ự ơ ả B ng 3.35.  D  đoán nguy c  gãy ổ ươ c  x ng đùi theo nhóm tu iổ

Mô hình FRAX Mô hình Garvan Nhóm tu iổ

(n=206)

Nguy cơ th pấ n (%) 16 Nguy cơ cao n (%) 1 Nguy cơ  th pấ n (%) 16 Nguy cơ  cao n (%) 1 ổ < 60 tu i (n=17)

(94,1) 126 (5,9) 2 (94,1) 60 (5,9) 68 60­ 69 tu iổ  (n=128)

(98,4) 49 (1,6) 12 (46,9) 8 (53,1) 53 ≥70 tu i (ổ n=61)

(80,3) 191 (19,7) 15 (13,1) 84 (86,9) 122 T ng ổ (92,7) (7,3) (40,8) (59,2)

so sánh p p<0,05 p<0,05

ự ơ ươ ổ ­ Mô hình FRAX d  báo nguy c  cao gãy x ng tu i 60­69 là 1,6%;

ự ổ ơ ệ trên 70 tu i, nguy c  cao 19,7%, s  khác bi ố t có ý nghĩa th ng kê p<0,05.

ự ổ ổ Mô hình Garvan d  báo tu i 60­69 là 53,1%, tu i 70 là 86,9%, s ự

ệ khác bi ố t có ý nghĩa th ng kê p<0,05.

ự ổ ỉ ­ Tính chung nhóm tu i, mô hình FRAX d  báo ch  có 7,3% có nguy

ớ ơ ơ c  cao. Mô hình Garvan có t i 59,2% có nguy c  cao.

77

ự ơ ả ươ B ng 3.36. D  đoán nguy c  gãy x ng đùi theo nhóm BMI

Mô hình FRAX Mô hình Garvan Nhóm BMI

(n=206)

Nguy cơ th pấ n (%) 3 Nguy cơ cao n (%) 2 Nguy cơ  th pấ n (%) 1 Nguy cơ  cao n (%) 4

BMI<18,5 (n=5) (60,0) (40,0) (20,0) (80,0)

18,5≤BMI<25,0 99 8 37 70

(92,5) (7,5) (34,6) (65,4) (n=107)

BMI≥25,0 89 5 46 48

(94,7) (5,3) (48,9) (51,1) (n=94)

191 15 84 122 T ng ổ (n=206) (92,7) (7,3) (40,8) (59,2)

so sánh p p=0,04 p=0,06

ự ơ ­ Mô hình FRAX d  báo nguy c  cao GX cho BMI <18,5 là 40%,

ự ệ BMI>25 là 5,3%, s  khác bi ố t có ý nghĩa th ng kê p<0,05.

ự ự ơ ­ Mô hình Garvan d  báo nguy c  cao là 80% và 51%, s  khác bi ệ   t

ố không có ý nghĩa th ng kê p>0,05.

78

ự ơ ả ươ ề ử B ng 3.37. D  đoán nguy c  gãy x ng đùi theo ti n s  té ngã

Mô hình FRAX Mô hình Garvan

ề ử Ti n s  té ngã

Nguy cơ th pấ n (%) Nguy cơ cao n (%) Nguy cơ  th pấ n (%) Nguy cơ   cao n (%)

Không té ngã 161 7 83 85

(n=168) (95,8) (4,2) (49,4) (50,6)

ề ử Ti n s  té ngã 30 8 1 37

(n=38)

(79,0) 191 (21,0) 15 (2,6) 84 (97,3) 122 ổ T ng (n=206) (92,7) (7,3) (40,8) (59,2)

so sánh p p=0,01 p<0,05

ề ử ự ơ ­ Mô hình FRAX d  đoán nguy c  cao nhóm có ti n s  té ngã là 21%,

ề ử ự ệ nhóm không ti n s  té ngã 4,2%, s  khác bi ố t  có ý nghĩa th ng kê p<0,05.

ự ơ ề ử   ­ Mô hình Garvan d  đoán 97,3% nguy c  cao cho nhóm có ti n s  té

ự ệ ố ngã  và   50,6%   nhóm   không  té   ngã  và   s   khác   bi t  có   ý   nghĩa   th ng   kê

p<0,05.

79

ự ơ ả ươ B ng 3.38. D  đoán nguy c  gãy x ề ử ng đùi theo ti n s  gia đình gãy

ngươ x

Mô hình FRAX Mô hình Garvan

Ti n sề ử

gia đình GX Nguy cơ th pấ n (%) Nguy cơ cao n (%) Nguy cơ   th pấ n (%) Nguy cơ   cao n (%)

179 5 84 100 ề ử Ti n s  gia đình không

GX (n=184) (97,2) (2,8) (45,6) (54,4)

12 10 0 22 ề ử Ti n s  gia đình GX

(n=22)

(54,5) 191 (45,5) 15 (0,0) 84 (100,0) 122 T ng ổ (92,7) (7,3) (40,8) (59,2)

so sánh p p<0,05 p<0,05

ị ự

ở ố ượ ữ Theo mô hình FRAX, giá tr  d  đoán GX đùi nh ng đ i t ng có

ề ử ớ ệ ữ ớ ti n s  gia đình GX lên t i 45,5%, khác bi ố   t có ý nghĩa so v i nh ng đ i

ề ử ỉ ượ t ng không có ti n s  gia đình GX ch  có 2,8%, p< 0,05.

ề ử ­ Mô hình Garvan, nhóm có ti n s  gia đình GX là 100%, cũng có s ự

ệ ớ ố ượ khác bi ố t có ý nghĩa th ng kê v i đ i t ề ử ng không có ti n s  gia đình GX

là 54,4%, p<0,05.

ề ị ị ỉ  So sánh ch  đ nh đi u tr

ồ ề ị ệ ố ượ ươ Theo phác đ  đi u tr  hi n hành, các đ i t ng loãng x ng và có

ề ử ượ ị ả ị ỉ ướ ề ị ỉ ti n s  GX đ ề c ch  đ nh đi u tr . B ng d i đây so sánh ch  đ nh đi u tr ị

ố ượ ơ ị ượ ớ v i các đ i t ng có nguy c  GX cao (giá tr  tiên l ơ ng cao h n 20% GX

ặ toàn thân ho c 3% GX đùi):

80

ề ả ị ị ươ ơ ỉ B ng 3.39. So sánh ch  đ nh đi u tr  loãng x ự   ng và nguy c  cao d a

ị ượ ươ vào giá tr  tiên l ng gãy x ng đùi

ượ ổ ố ị Giá tr  tiên l ng T ng s Loãng x ngươ p

GX đùi FRAX ≥ 3% Garvan ≥ 3% (n = 206) 15 (7,3%) 122 (59,2%) (n = 23) 14 (60,9%) 23 (100%) p<0,0001 p<0,0001

ề ả ị ị ươ ơ ỉ B ng 3.40. So sánh ch  đ nh đi u tr  loãng x ự   ng và nguy c  cao d a

ị ượ ươ vào giá tr  tiên l ng gãy x ng toàn thân

ượ ổ ố ị Giá tr  tiên l ng T ng s Loãng x ngươ p

GX toàn thân

FRAX ≥ 20% Garvan ≥ 20% (n = 206) 0 (0%) 21 (10,2%) (n = 23) 0 (0%) 16 (69,6%) p<0,0001 P<0,0001

ụ ữ ế ả ấ ươ ứ ị ỉ K t qu  trên cho th y trong 23 ph  n  loãng x ng (t c có ch  đ nh

ự ự ề đi u tr ), ị mô hình FRAX d  báo 60,9% và Garvan d  báo 100% có nguy c ơ

ự ị ượ ự ả ệ cao, d a trên giá tr  tiên l ng GX đùi (B ng 3.41), s  khác bi t có ý nghĩa

ự ế ố ị ượ th ng kê (p<0,05). Tuy nhiên, n u d a trên giá tr  tiên l ng GX toàn thân,

ự ự ơ FRAX d  báo 0% có nguy c  cao (0 / 23), mô hình Garvan d  báo 16 / 23

ả ự ệ (69,7%) (B ng 3.42) và s  khác bi ố t có ý nghĩa th ng kê (p<0,05).

ị ề ử ề ả ỉ ươ ơ ị B ng 3.41. So sánh ch  đ nh đi u tr  ti n s  gãy x ng và nguy c  cao

ị ự ự ươ d a vào giá tr  d  đoán gãy x ng đùi

ượ ổ ố ị Giá tr  tiên l ng T ng s ề ử Ti n s  GX p

GX  đùi (n = 206) (n = 30)

FRAX ≥ 3% Garvan ≥ 3% 15 (7,3%) 122 (59,2%) 9 (30%) 27 (90%) p<0,0001 p<0,0001

ị ề ử ơ ề ả ỉ ị ự   B ng 3.42. So sánh ch  đ nh đi u tr  ti n s  GX và nguy c  cao d a

ị ượ ươ vào giá tr  tiên l ng gãy x ng đùi

81

ổ ố ị ự Giá tr  d  đoán T ng s ề ử Ti n s  GX p

GX toàn thân

FRAX ≥ 20% Garvan ≥ 20% (n = 206) 0 (0%) 21 (10,2%) (n = 30) 0 (0%) 14 (46,7%) p<0,0001 p<0,0001

ề ử ụ ữ ứ ế ả ả ố K t qu  (B ng 3.43), trong s  30 ph  n  có ti n s  GX (t c cũng

ự ệ ề ị ỉ ị ằ n m trong di n ch  đ nh đi u tr ), mô hình FRAX d  báo 30% có nguy c ơ

ự ị ượ ự cao, d a vào giá tr  tiên l ng GX đùi, mô hình Garvan d  báo 90% có nguy

ệ ự ả ố ự ơ c  cao, s  khác bi t có ý nghĩa th ng kê (p<0,05). B ng (3.44) d a vào giá

ị ượ ự tr  tiên l ng GX toàn thân, mô hình FRAX d  báo 0%, mô hình Garvan d ự

ự ệ báo 46,7% và s  khác bi ố t có ý nghĩa th ng kê (p<0,05).

82

ƯƠ CH NG 4

BÀN LU NẬ

ủ ố ượ ể ặ ứ 4.1.  Đ c đi m chung c a đ i t ng nghiên c u

ặ ộ ổ ể 4.1.1. Đ c đi m đ  tu i

ứ ủ ụ ữ ậ ổ Nghiên c u c a chúng tôi t p trung vào ph  n  MK, tu i trung bình

ố ượ ứ ấ ấ ấ ổ ủ c a 206 đ i t ng nghiên c u là  66,8 tu i, th p nh t là 48 và cao nh t là

ố ượ ổ ọ ữ ớ ở ữ 85 tu i. Chúng tôi ch n đ i t ứ ng nghiên c u là n  gi ố   i b i vì n  là đ i

ơ ươ ơ ớ ượ t ng có nguy c  loãng x ng và GX cao h n nam gi ạ   i. Trong giai đo n

ứ ộ ỉ ộ ổ ừ ạ ế ậ d y thì, MĐX tăng nhanh và đ t m c đ  đ nh vào đ  tu i t 20 đ n 30. Sau

ắ ầ ấ ươ ả ộ ộ ổ đ  tu i này, MĐX b t đ u suy gi m (hay m t x ng) m t cách đáng k ể

ờ ỳ ứ ị ể ọ ụ ữ sau th i k  mãn kinh. Theo nghiên c u d ch t ủ  h c, MĐX c a ph  n  vào

ổ ậ ỉ ằ ớ ộ ổ đ  tu i 60 ch  b ng 50% so v i MĐX tu i d y thì [1]. Ngoài ra, m t x ấ ươ   ng

ở ụ ữ ả ỳ ế ộ ườ ộ  ph  n  còn tu  thu c hoàn c nh kinh t ị  xã h i, đ a lý môi tr ủ   ng c a

ề ề ỗ ọ m i vùng mi n khác nhau đó cũng là lý do ch n đ  tài.

ể ề ặ ặ 4.1.2. Đ c đi m chi u cao, cân n ng và BMI

ứ ề ề Chi u cao trung bình nhóm nghiên c u là 150,8 ± 5,2 (cm), chi u cao

ấ ấ ặ ấ cao nh t là 171cm, th p nh t 135cm. Cân n ng trung bình 56,0 ± 8,5 (kg);

ặ ỏ ườ ấ ổ ấ Cân n ng nh  nh t  là 27 kg có 1 ng ặ i 69 tu i. Cân n ng cao nh t 79 kg

2) (14,8­ 35,1). Thi uế

ườ ổ có 1 ng i 58 tu i. BMI trung bình 24,5 ± 3,2 (kg/m

ầ ườ ườ ườ cân (g y): có 5 ng i (2,4%). Bình th ng : có 107 ng ừ   i (51,9%). Th a

ườ cân : có 94 ng i (45,6%).

ứ ủ ớ ế ả ỷ ị So sánh v i k t qu  nghiên c u c a Vũ Th  Thu Thu  và cs 2003 [78]

ụ ữ ở ứ ổ ừ ế nghiên c u MĐX cho 1390 ph  n ộ  Hà N i tu i t ề    18­ đ n 80, có chi u

ặ cao trung bình   153,9 ±   5,0 cm, cân n ng trung bình 50,7 ±   7,7 kg, BMI

ứ ặ ồ trung bình 21,4 ± 2,9 (kg/m2). Đ ng H ng Hoa, khi nghiên c u 504 ph  n ụ ữ

83

ạ ổ ừ ề ấ t ộ i Hà N i tu i t 20­84 cho th y chi u cao trung bình 153,6 ±5,5 cm, cân

ự ặ n ng trung bình 52,0 ±6,9 kg, BMI trung bình 22,0 ± 2,7 [3]. S  khác bi ệ   t

ỉ ố ữ ề ặ ả ọ ề v  chi u cao, cân n ng và ch  s  BMI gi a các tác gi ệ  là do vi c ch n c ỡ

ớ ế ứ ự ệ ẫ ả ơ ứ   m u và n i th c hi n nghiên c u. Tuy nhiên, so v i k t qu  các nghiên c u

ướ ự ệ ớ ế ứ ả n c ngoài thì có s  khác bi t, so v i k t qu  các nghiên c u trong n ướ   c

ự ươ ứ BMI trung bình các nghiên c u có s  t ồ ng đ ng.

ố ầ ệ ề ể ặ 4.1.3. Đ c đi m v  kinh nguy t và s  l n sinh con

ứ ổ ướ ườ Trong nghiên c u chúng tôi: Tu i có kinh d i 13, có 4 ng i (1,9%).

ổ ừ ặ ổ ơ ổ Tu i có kinh t 13­14 tu i là 51 (24,8%). Có kinh tu i 15 ho c cao h n có

ườ ổ ổ 151 ng i (73,3%). Tu i có kinh trung bình  15,9 ± 2,2 tu i.

ổ ổ ướ ổ ườ Tu i MK: Tu i MK d i 47 tu i, có 44 ng i (21,4%). MK 47­52

ổ ổ ổ ườ ổ tu i, có 115 (55,8%). Tu i MK trên 52 tu i, có 47 ng i (22,8%). Tu i MK

trung bình 49,5 ± 4,3 tu i.ổ

ế ấ ờ ờ ướ ả Th i gian MK. K t qu  cho th y th i gian MK d i 5 năm 11 ng ườ   i

ườ ờ (5,3%). Th i gian MK t ừ 5­≤10 năm có 30 ng i (14,6%) và trên 10 năm có

ườ 165 ng i (80,1%).

ố ầ ế ả S  l n sinh con. K t qu  chúng tôi cho th y, ấ không sinh con (vô sinh)

ườ ừ ườ ừ 21 ng i (10,2%) ,  t 1­2 con, có 40 ng i (19,4%) ,  t 3­ 4 con, có 72

ườ ườ ố ng i (35%) . Trên 5 con , có 73 ng i (25,4%). S  con trung bình 3,8 ± 2,4

con.

ớ ả ướ ậ Khi so sánh v i các tác gi trong và ngoài n ấ   c chúng tôi nh n th y:

ứ ủ ủ ầ ỷ ị ổ nghiên c u c a Vũ Th  Thu Thu , tu i có kinh đ u tiên trung bình c a ph ụ

ứ ự ữ ộ ị   ữ n  Hà N i là 15,5± 2,3 [92]. S  khác nhau gi a các nghiên c u là do đ a

ể ẫ ờ ọ đi m và th i gian ch n m u khác nhau.

ậ ộ ươ ặ ươ ủ ể 4.2. Đ c đi m m t đ  x ng và t ỷ ệ  l loãng x ng c a các đ i t ố ượ   ng

nghiên c uứ

84

ậ ộ ươ ặ ỷ ệ ươ ể 4.2.1. Đ c đi m m t đ  x ng và t  l loãng x ng

ủ ứ ả ạ ươ ứ ề ả MĐX ph n  ánh s c m nh c a x ủ   ng: kho ng 80% s c b n c a

ươ ế ị ệ ằ x ng do MĐX quy t đ nh. Theo WHO hi n nay đo MĐX b ng ph ươ   ng

ượ ẩ ẩ ươ ỉ pháp DEXA đ c xem là tiêu chu n vàng ch n đoán loãng x ng và ch  có

ỉ ố ể ẩ ớ ươ MĐX CXĐ m i là ch  s  đ  ch n đoán loãng x ộ ố ng, MĐX c t s ng và các

ỉ ể ươ ứ ả ề vùng khác ch  đ  tham kh o [1]. Nhi u nghiên c u trong vòng ba m i năm

ấ ở ụ ữ ữ ả qua cho th y ổ  nh ng ph  n  trên 60 tu i, có kho ng 20% loãng x ươ Ở  ng.

ệ ứ ộ ị ễ ụ ữ ấ ả Vi t Nam, m t nghiên c u d ch t cho th y kho ng 20% ph  n  trên 60

ổ ị ươ ứ ế ả tu i b  loãng x ng [1],[92]. K t qu  nghiên c u chúng tôi, MĐX CXĐ

ấ ấ ấ trung bình 0,76 ± 0,14 g/cm2, MĐX th p nh t 0,418 g/cm2, cao nh t 1,217

ỉ ố ỉ ố ấ g/cm2. Ch  s  T­score trung bình là ­0,89 ± 0,12, ch  s  T­score cao nh t là

ự ấ ấ 2,0 và th p nh t là ­0,42. D a vào MĐX, theo T­score chúng tôi có t ỷ ệ   l

ươ ả ườ loãng x ng là 11,2%, gi m MĐX 34,0%, bình th ng 54,8%.

ỷ ệ ả ươ ứ ữ B ng 4.1. So sánh t  l loãng x ng gi a các nghiên c u

ặ ố ượ ỷ ệ ươ ng T  l loãng x ng

ặ ồ Nghiên c uứ Đ ng   H ng   Hoa   (2007) ể Đ c đi m đ i t ụ ữ ổ 504   ph   n   tu i   20   –

ố ạ [3] 84   tu i,ổ   s ng   t i   Hà 9,3%

ộ ạ

ề ị ụ ữ Vũ Th  Thu Hi n (2004), i CXĐ N i, đo MĐX t ổ   2232 ph  n  > 20 tu i, 15,4%

ễ ọ [2] ị Nguy n   Th   Ng c   Lan ộ ạ ố i Hà n i s ng t ắ ề ụ ữ 988 ph  n , mi n B c 58,4%

ị [93].  ụ ồ H  Th  Th c Lan [4] ụ ữ ổ 970 ph  n  tu i 18­89

ố ồ tu i,ổ  Thành ph  H  Chí 29%

ụ ữ Chúng tôi Minh ổ   206   ph   n   MK,   tu i ế ươ 34,0% thi u x ng, ừ ạ t ế  48 đ n 85, t i Kiên ươ 11,2% loãng x ng. Giang

85

ứ ế ế ả ả ợ ớ ứ   K t  qu  nghiên  c u  MĐX   CXĐ   phù  h p  v i  k t   qu   nghiên  c u

ụ ữ ứ ặ ồ ạ Đ ng H ng Hoa 2007 khi nghiên c u 504 ph  n  cũng t ộ i Hà N i tu i t ổ ừ

ế 20 đ n 84, MĐX trung bình vùng CXĐ 0,756 ± 0,153 g/cm2, t ỷ ệ  l loãng

ươ ứ ề ị x ụ ữ ổ   ng CXĐ là 23,1% [3]. Vũ th  Thu Hi n nghiên c u 2.232 ph  n  tu i

ạ ấ ỷ ệ ộ ươ ễ ị trên 20 t i Hà N i cho th y t l loãng x ọ   ng 15,4%. Nguy n Th  Ng c

ộ ằ ụ ữ ứ ề ắ Lan nghiên c u 988 ph  n  mi n B c Hà N i b ng máy đo DEXA, cho t ỷ

ệ ươ ụ ữ ụ ứ ị l loãng x ồ ng ph  n  khá cao 58,4%. H  Th  Th c Lan nghiên c u 870

ụ ữ ừ ổ ạ ươ ph  n  t 18­89 tu i t ố ồ i Thành ph  H  Chí Minh, t ỷ ệ  l loãng x ng ở ữ   n

ạ ề ậ ữ ứ ỉ là 29% [2],[4],[93]. Tóm l ừ i, nh ng nghiên c u v a đ  c p ch  ra qui mô

ươ ể ộ ồ ộ ừ ế ỳ loãng x ng trong c ng đ ng có th  dao đ ng t 9% đ n 29%, tu  vào đ ộ

ổ ươ ườ ứ ủ ướ tu i và ph ng pháp đo l ng. Nghiên c u c a chúng tôi c tính t ỷ ệ   l

ươ ể ấ ớ loãng x ứ   ng 11,2% có th  xem là trung bình th p so v i các nghiên c u

ự ể ệ ề ỷ ệ ươ ữ ứ ừ v a đi m qua. S  khác bi t v  t l loãng x ng gi a các nghiên c u có

ấ ứ ứ ự ề ẫ ẫ   nhi u nguyên nhân. B t c  nghiên c u nào cũng d a vào m u, và m u

ượ ọ ừ ề ướ ữ ẫ ộ ồ ộ đ c ch n t trong c ng đ ng, nên nh ng dao đ ng m u v c tính t ỷ ệ   l

ứ ể ề ỏ là đi u không th  tránh kh i. Trong nghiên c u chúng tôi, tuy t ỷ ệ  l trung

ư ậ ộ ừ ế ả bình là 11,2%, nh ng kho ng tin c y 95% dao đ ng t ~7% đ n 16%. Có

ể ố ượ ứ ệ ạ th  đ i t ng trong nghiên c u này không mang tính đ i di n cao trong

ụ ữ ượ ữ ồ ọ ể ừ ổ ứ ộ ộ c ng đ ng, vì h  là nh ng ph  n  đ c tuy n t các t ồ    ch c c ng đ ng

ụ ữ ộ ộ ườ ố ượ ữ ổ ườ (h i ph  n , h i ng i cao tu i), và nh ng đ i t ng này th ứ   ng có s c

ẻ ố ơ ể ả ộ ồ kho  t t h n trong c ng đ ng, và lý do này cũng có th  gi i thích t ỷ ệ   l

ấ ố ươ t ng đ i th p.

ươ ườ ể ả Ph ng pháp đo l ng MĐX cũng có th  gi ữ i thích nh ng khác bi ệ   t

ử ụ ữ ứ ươ ượ gi a các nghiên c u. Chúng tôi s  d ng ph ng pháp DXA (đ c xem là

ộ ố ố ỹ ứ ẩ ấ ướ ậ ấ chu n vàng) và sai s  k  thu t r t th p. M t s  nghiên c u tr c đây cũng

ươ ư ể ế ị có dùng ph ng pháp DXA, nh ng có th  giá tr  tham chi u khác nhau nên

86

ế ạ ươ ứ ấ ữ ẫ d n đ n tình tr ng t ỷ ệ  l loãng x ng gi a các nghiên c u r t khác nhau.

ế ố ế ố ố ắ ưỡ Ngoài ra, các y u t liên quan đ n l i s ng, nhân tr c, dinh d ng, và

ế ưở ế ỷ ệ ươ ữ ầ thành ph n kinh t ả  cũng  nh h ng đ n t l loãng x ẫ   ng gi a các m u

ộ ỷ ệ ứ ể ằ ẩ nghiên c u. Có th  nói r ng, không có m t t l ấ ứ ộ    chu n cho b t c  m t

ư ể ầ ấ ả ứ ở ế ả ệ qu n th  nào, nh ng t t c  các k t qu  nghiên c u Vi ờ   t Nam trong th i

ứ ủ ể ả ề ấ ươ gian qua, k  c  nghiên c u c a chúng tôi, đ u cho th y loãng x ộ   ng là m t

ề ế ớ ấ v n đ  y t ộ  công c ng l n.

ể ả ươ ệ ề ỷ ệ Đ  gi ệ i thích cho b nh lý loãng x ự ng và s  khác bi t v  t l loãng

ươ ữ ứ ằ ươ x ng gi a các nghiên c u, chúng tôi cho r ng: loãng x ạ   ng là tình tr ng

ệ ượ ộ ườ ấ ạ m t hi n t ng sinh lý bình th ằ ng do m t cân b ng quá trình t o x ươ   ng

ủ ươ ự ậ ệ ạ ở và quá trình h y x ng  tr  thành b nh lý. Th c v y, khi đ t kh i x ố ươ   ng

ố ấ ươ ả ườ ổ Ở ớ ỉ đ nh t i đa, x y ra m t x ng th ng sau 65 tu i. nam gi ả i, ít kh  năng

ươ ụ ữ ứ ấ ơ ể phát tri n loãng x ể   ng h n ph  n  vì hai lý do; th  nh t, nam phát tri n

ươ ề ươ ở ổ ậ ứ ấ ươ x ng nhanh và nhi u x ng tu i d y thì; th  hai, m t ít x ơ   ng h n

ư ữ ở ố ị ấ   trong quá trình lão hóa b i vì, không gi ng nh  n , đàn ông không b  m t

ấ ươ ộ ậ ươ ộ estrogen đ t ng t, đàn ông m t x ả ng ch m kho ng 20­25%  x ặ   ng đ c

ươ ờ ủ ọ Ở ữ ớ ự ấ ươ ố ố ộ và x ng x p trong su t cu c đ i c a h . i, s  m t x n  gi ng liên

ư ế ạ ổ ố ư quan tu i cũng gi ng nh  nam, nh ng đ n giai đo n sau MK m t x ấ ươ   ng

ề ơ ươ ặ ươ ố nhanh và nhi u h n nam 35% x ng đ c và 50% x ố   ng x p trong su t

ộ ờ ủ ọ cu c đ i c a h  [46].

ươ ứ ạ Loãng   x ng   có   hai   lo i,   nguyên   phát   và   th   phát.   Loãng   x ươ   ng

ươ ứ ổ ổ ộ nguyên phát là loãng x ng do tu i già, tu i càng cao thì m c đ  loãng

ủ ế ạ ươ ế ươ x ng càng tăng do quá trình hoá già c a các t bào t o x ng, cho đ n khi

ố ượ ươ ộ ơ ị ể ả ấ kh i l ng x ệ   ng (trong m t đ n v  th  tích) gi m trên 30% thì có d u hi u

ằ ươ ườ ươ lâm sàng b ng ph ng pháp X quang thông th ng. Loãng x ứ ng th  phát

ệ ở ọ ứ ề ể ấ ậ ổ có th  xu t hi n ả ủ  m i l a tu i, là h u qu  c a nhi u nguyên nhân khác

87

ổ ế ộ ố ườ ấ ộ ặ nhau.  M t s  nguyên nhân ph  bi n th ng g p:  B t   đ ng quá lâu do

ộ ế ụ ệ ề ườ ệ b nh, do ngh  nghi p ệ (du hành vũ tr ). Do các b nh n i ti t: c ng v ỏ

ượ ụ ế ậ ườ ệ ạ ậ th ng th n, suy tuy n sinh d c, c ả   ng giáp tr ng... Do các b nh th n th i

ề ặ ệ ệ ư ạ ậ ậ ạ nhi u calci, đ c bi t b nh th n m n tính có và ch a có suy th n m n. Do

ớ ố ượ ư ạ ụ ố ủ thu c nh  l m d ng steroid, heparin…[47].   V i đ i t ng c a các nghiên

ố ượ ề ằ ớ ạ ươ ấ ứ c u cho th y, các đ i t ng này đ u n m trong gi i h n loãng x ng th ứ

phát.

ố ạ ạ ị ế ể ỉ  T i Thành ph  R ch Giá, t nh Kiên Giang, là đô th  kinh t ằ    bi n n m

ủ ấ ướ ề ể mi n Tây Nam c a đ t n ậ   c, chung quanh giáp sông ngòi và bi n, khí h u

ư ườ ễ ế ậ ả ả ự ẩ ồ ắ hai mùa n ng m a, ng i dân d  ti p c n ngu n th c ph m h i s n phong

ế ộ ưở ộ ọ ấ ổ ị ườ phú, kinh t xã h i tăng tr ng  n đ nh, trình đ  h c v n khá. Ng i dân

ượ ậ ố ế ườ ứ ỏ ườ đ c ti p c n t ụ t giáo d c, môi tr ng, s c kh e ng i dân cũng đ ượ   c

ị ệ ề ệ ệ ơ quan tâm, quan ni m phòng b nh h n tr  b nh, nên có nhi u tham gia câu

ư ể ộ ứ ườ ươ ổ ỏ ạ l c b  s c kh e nh  ti u đ ng, loãng x ng, b  sung calci trong th i k ờ ỳ

ự ể ế ừ ệ ậ mang thai và cho con bú…giúp s  hi u bi t phòng ng a b nh t t, nên t ỷ ệ   l

ươ ố ượ ủ ứ ấ loãng x ng CXĐ c a đ i t ng nghiên c u là 11,2% th p so các vùng

ả ướ ề ề ướ mi n trong c  n ứ c. Nhi u nghiên c u trong và ngoài n ế   ề ậ c đã đ  c p đ n

ộ ọ ữ ấ ố ươ ấ m i liên quan gi a trình đ  h c v n và loãng x ng. ộ ọ Trình đ  h c v n nói

ế ủ ườ ể ả ừ ệ ậ ự ể lên s  hi u bi t c a con ng i k  c  phòng ng a b nh t t và dinh d ưỡ   ng

ộ ọ ứ ừ ề ệ ấ ậ ợ h p lý, trình đ  h c v n cao nh n th c v  phòng ng a b nh t ậ ố ơ   t h n, t t

ươ trong đó có  gãy x ngươ   do loãng x ng. Theo Suzanne Ho. và cs (2005)

ứ ố ươ ộ ọ ấ ấ nghiên c u m i liên quan loãng x ng và trình đ  h c v n, cho th y, MĐX

ở ả ộ ơ ươ ừ cao nhóm có trình đ  văn hoá cao và gi m nguy c  loãng x ng t 3,5­8,6

ộ ọ ấ l n ầ [96]. Theo Maddah M.và cs (2011) trình đ  h c v n kém tăng nguy c ơ

ươ ơ loãng x ng 5 l n ầ [97] và tăng nguy c  gãy ấ CXĐ g p 2 l n ầ [57]. Vũ Thị

ụ ữ ổ ạ ề ứ Thu Hi n và cs (2004) nghiên c u 2.232 ph  n  trên 20 tu i t ộ   i Hà N i,

88

ế ả ộ ơ ươ trình   đ   văn   hoá   cao   liên   quan   đ n   gi m   nguy   c   loãng   x ng   55%

OR=0,45(0,25­0,79) [2].

ơ ư ả ưở ế ươ ế ở ọ N i c  trú  nh h ng đ n loãng x ấ   ng, b i liên quan đ n h c v n

ư ề ụ ữ ệ ố ộ ố cũng nh  đi u ki n s ng. Cu c s ng ph  n  nông thôn có khác ph  n ụ ữ

ộ ọ ị ề ấ ườ ấ ơ thành th  v  trình đ  h c v n th ng th p cũng là nguy c  loãng x ươ   ng

ế ụ ữ [84] gia đình đông con, kinh t gia đình khó khăn. Ngoài ra, ph  n  nông

ụ ữ ẩ ừ ữ ế ộ ổ ơ thôn tiêu th  s a và các ph m t s a ít h n, ch  đ  b  sung calci trong thai

ư ượ ế ủ ề ầ ị ỳ k  ch a đ c y t quan tâm đ y đ . Theo Vũ Th  Thu Hi n và cs (2004)

ụ ữ ị ạ ứ ổ nghiên c u 2.232 ph  n  trên 20 tu i vùng nông thôn và thành th  t ộ   i Hà N i

ươ ở ụ ữ ị ằ cho r ng, t ỷ ệ  l loãng x ụ ữ ề ng ph  n  ti n MK thành th  cao ph  n  nông

ươ ơ ị thôn. Ng ượ ạ c l i, sau MK t ỷ ệ  l loãng x ng nông thôn cao h n thành th  [2].

ằ Mayer H.E.và cs (2004) và Søgaard A.J. và cs (2007) cho r ng loãng x ươ   ng

ở ơ ị và GX vùng thành th  cao h n nông thôn [99],[100].  Maddah M. và cs

ụ ữ ụ ữ ứ ị (2011) nghiên c u trên 600 ph  n  (thành th  440 ph  n , nông thôn 266

ụ ữ ổ ỷ ệ ươ ụ ữ ị ph  n ) trên 55 tu i t l loãng x ng ph  n  thành th  13,3% , ph  n ụ ữ

ế ả ị ứ   nông thôn 19,1% (p<0,05)  [97].  Theo Ninh Th  Nhung k t qu  nghiên c u

ả ộ ố ườ ộ ộ ố ủ c a m t s  tác gi ứ  đã nghiên c u m t s  ph ố ng xã thành ph  Hà N i cho

ươ ự ự ơ ị ằ r ng t ỷ ệ  l loãng x ng khu v c thành th  cao h n khu v c nông thôn [90].

ế ể ở ả ườ ờ ố ả S  dĩ có k t qu  trên có th  lý gi i ng i dân nông thôn đ i s ng c ơ

ế ượ ọ ộ ượ ự ơ c c h n, kinh t khó khăn, ít đ c h c cao, an sinh xã h i không đ c quan

ế ố ữ ề ữ ứ tâm nhi u, mà nh ng y u t này khác nhau gi a các nghiên c u. Ng ượ ạ   i, c l

ị ượ ụ ố ế ậ ự ẩ ồ ượ thành th  đ c ti p c n giáo d c t t, th c ph m d i dào, đ c chăm sóc

ẻ ố ạ ộ ờ ỳ ụ ơ ứ s c kho  t ể ứ ộ ấ   t, th i k  ho t đ ng sinh d c kéo dài h n.....có th  m c đ  m t

ươ ụ ữ ứ ề ấ ơ ỉ x ư ng th p h n ph  n  nông thôn. Nh ng cũng có nhi u nghiên c u ch  ra

ộ ố ụ ữ ị ờ ậ ộ ơ ấ ậ ằ r ng ph  n  thành th  th i gian v n đ ng ít h n, cu c s ng t ố   t b t ăn u ng

89

ế ố ủ ơ ươ ấ không đ  vi ch t, đây là y u t nguy c  làm tăng t ỷ ệ  l loãng x ng [90].

[101].

ậ ộ ươ ươ ớ ộ ố ặ ố ể 4.2.2. Liên quan m t đ  x ng, loãng x ng v i m t s  đ c đi m đ i

ứ ượ t ng nghiên c u

ớ ụ ữ ạ ộ ờ ổ  Các giai đo n trong cu c đ i ph  n  liên quan ­ Liên quan v i tu i:

ế ạ ọ ươ ứ ộ n i ti t estrogen có vai trò quan tr ng t o x ạ   ng, tăng MĐX, s c m nh

ươ ờ ỳ ệ ể ả ờ ị x ng. Ngay th i đi m hay sau th i k  MK, estrogen b  suy gi m, h  qu ả

ả ấ ầ ườ   là MĐX cũng suy gi m nhanh chóng, nh t là 5 năm đ u sau MK [10]. M i

ể ừ ố ượ ấ ươ ư ỗ năm k  t khi mãn kinh m t 1% kh i l ng x ng m i năm; nh ng cũng

ể ấ ươ ữ ầ có th  m t x ng 3­10% hàng năm trong nh ng năm đ u sau MK [102]. Cứ

ổ ỗ ơ ở ụ ữ ổ ừ tăng lên m i 5 tu i thì nguy c  gãy CXĐ ph  n  có tu i tăng t ế    1­4 đ n

ầ 1­8 l n [1].

ứ ế ả ấ ổ K t qu  nghiên c u chúng tôi cho th y, tu i càng cao MĐX càng

ố ươ ả ệ ố ươ ữ ớ ổ ị gi m, có m i t ng quan ngh ch gi a MĐX v i tu i (h  s  t ng quan r=

ươ ữ ớ ổ ị ­0,40, p< 0,05), và t ỉ ố ng quan ngh ch gi a ch  s  T­score v i tu i (h  s ệ ố

ứ ủ ế ươ t ả   ả ng quan r=­0,04, p< 0,05). K t qu  nghiên c u c a chúng tôi (B ng

ấ ươ ứ ủ ầ ổ 3.16) cho th y, t ỷ ệ  l loãng x ng tăng d n theo m c tăng c a tu i, nhóm

ổ ươ ố ượ ơ ừ tu i trên 70 có t ỷ ệ  l loãng x ng là 26,2% cao h n nhóm đ i t ng t 60 –

ự ổ ệ ế ố ớ 69 tu i là 5,5%, s  khác bi t có ý nghĩa th ng kê v i p< 0,001. K t qu ả

ứ ủ ứ ớ ợ nghiên c u c a chúng tôi phù h p v i các nghiên c u trong và ngoài n ướ   c.

ụ ữ ố ượ ễ ọ ị Theo Nguy n th  Ng c Lan ph  n  nhóm đ i t ổ ng trên 70 tu i có nguy c ơ

ươ ố ượ ổ ấ loãng x ơ ng h n đ i t ầ ng <70 tu i g p 4,14 l n  95%CI (2,99­5,75) [93].

ủ ứ ặ ồ ướ ổ ổ Nghiên c u  c a Đ ng H ng Hoa d i 50 tu i 2%, 50­59 tu i 5,2%, 60­70

ổ ổ tu i 9,9%, trên 70 tu i: 5,2% .

ổ ơ ươ ự ậ Tu i càng cao nguy c  loãng x ng càng tăng cao, và s  th t này hoàn

ấ ả ớ ổ ổ toàn nh t quán v i quá trình thay đ i MĐX theo tu i. MĐX suy gi m sau

90

ế ụ ộ ổ ẫ ả ầ ố ắ ệ   ả MK và v n ti p t c suy gi m ngay c  sau đ  tu i 70, nên t n s  m c b nh

ươ ấ ậ ổ ớ loãng x ng sau tu i 70 tăng cao là hoàn toàn nh t quán v i qui lu t suy

ủ ứ ạ ả ươ ữ ố ổ ươ gi m c a s c m nh x ng. M i liên quan gi a tu i và loãng x ng cũng

ế ố ể ư ệ ứ ạ có th  do các y u t ẻ ổ    khác nh  b nh lý đi kèm và tình tr ng s c kho  t ng

ư ề ệ ể quát mà chúng tôi ch a có đi u ki n đ  đánh giá và phân tích trong nghiên

ộ ổ ỉ ố ể ế ộ ả   ứ c u này. Do đó, có th  xem gia tăng đ  tu i là m t ch  s  gián ti p ph n

ả ế ố ệ ẻ ơ ứ ữ ệ ộ ố ị nh nh ng y u t b nh lý và s c kho  h n là m t m i liên h  xác đ nh.

ự ấ ỷ ươ ằ ạ ươ Ở ườ  ng i già có s  m t cân b ng quá trình hu  x ng và t o x ng,

ứ ạ ươ ấ ươ ế ả ẫ ạ ch c năng t o x ng gi m là nguyên nhân d n đ n tình tr ng m t x ng,

ế ự ấ ươ ứ ẫ ở ườ ấ nguyên nhân th  hai d n đ n s  m t x ng là ng ả i già là gi m h p thu

ở ộ ả ấ ở ố calci ru t và gi m tái h p thu calci ng th n ệ ậ [93]. B nh loãng x ươ   ng

ườ ệ ở ụ ữ ớ ự ế ư ươ th ng coi là b nh lý ổ  ph  n  l n tu i nh ng th c t là loãng x ắ   ng b t

ạ ớ ứ ấ ơ ầ ừ đ u t ộ ố  giai đo n s m h n. Trong m t s  nghiên c u, cho th y loãng x ươ   ng

ổ ướ ứ ổ ở ứ ẫ v n g p ặ ở ườ  ng i có l a tu i d ụ ữ i 30 tu i. Ph  n  có MĐX ấ    m c cao nh t

ở ứ ủ ượ ả ổ ể ạ ươ ọ ầ  l a tu i 30 và h  c n ph i có đ  l ng calci đ  t o x ứ   ng và duy trì s c

ỏ ở ạ ừ ẻ ổ ưở kh e ạ  giai đo n còn l i. Ngay t khi còn tr ế  cho đ n tu i tr ng thành

ơ ể ủ ễ ươ ạ ươ trong c  th  luôn di n ra hai quá trình: h y x ng và tái t o x ng. Quá

ườ ấ ọ ọ trình này ng ể   i ta g i là quá trình “tái c u trúc” hay còn g i là chu chuy n

ạ ươ ế ơ ễ x ươ Ở ườ ẻ ổ  ng i tr  tu i quá trình t o x ng. ế ư ng di n ra chi m  u th  h n so

ủ ươ ế ả ươ ả ề ể ề ớ v i quá trình h y x ng. K t qu  là x ng phát tri n c  v  chi u dài,

ố ượ ấ ượ ậ ộ ư ấ ủ kh i l ng, ch t l ng và m t đ  khoáng cũng nh  c u trúc c a khung

ươ ườ ứ ề ậ ươ ở ườ ẻ ổ x ng làm tăng c ng s c b n. Vì v y x ng ng i tr tu i tr ưở   ng

ậ ộ ấ ấ ươ thành có m t đ  khoáng cao nh t, c u trúc khung x ỉ ng hoàn ch nh và có

ứ ắ ấ ỏ ớ ổ ộ đ  ch c kh e nh t so v i các l a tu i khác. Ở ộ ổ ừ  đ  tu i t ổ  18­30 tu i MĐX

ấ ươ ứ ộ ậ ộ ạ ấ và c u trúc x ấ   ỉ ng đ t m c đ  cao và hoàn ch nh nh t, khi đó m t đ  ch t

ủ ươ ượ ố ượ ọ ươ ỉ khoáng c a x ng đ c g i là kh i l ng x ng đ nh (peak bone mass).

ủ ấ ờ ỳ ươ ủ ươ Sau th i k  này quá trình phân h y c u trúc x ng cũ (h y x ễ ng) di n ra

91

ạ ạ ơ ươ ươ ấ m nh h n quá trình t o mô x ớ ạ ng m i (t o x ấ ầ ng) làm m t d n c u trúc

ươ ươ ắ ầ ả x ng. Khi đó, quá trình gây loãng x ng b t đ u x y ra.

ạ ộ ể ự ế ố ế ổ Ho t đ ng th  l c liên quan đ n tu i cũng là y u t ế    liên quan đ n

ươ ổ ẻ ị ơ ẽ ể ự loãng x ạ ộ ng. Tu i tr , v  thành niên ho t đ ng th  l c, các c  s  kích thích

ươ ố ươ ươ ụ ữ ớ ạ ộ ổ ự ạ s  t o x ng và tăng kh i l ng x ng. Ph  n  l n tu i ho t đ ng th ể

ạ ộ ơ ắ ứ ệ ề ạ ự ẽ ả l c s  c i thi n toàn thân, đi u hoà ho t đ ng, tăng s c m nh c  b p và

ủ ơ ể ả ứ ả ơ ạ   ả ph n  ng c a c  th , do đó làm gi m nguy c  té ngã và gi m tình tr ng

ấ ươ ạ ộ ể ự ườ ấ m t x ng [103]. Ho t đ ng th  l c th ị   ng xuyên làm tăng c u trúc ch u

ủ ươ ả ậ ả ơ ự đ ng c a x ả   ng, gi m béo phì và nguy c  té ngã, ch m gi m MĐX, gi m

ươ ứ ả ằ t ỷ ệ  l loãng x ng, gi m nguy c ạ ộ   ơ GX. Có nghiên c u cho r ng ho t đ ng

ể ự ươ ể ự th  l c làm tăng MĐX và t ỷ ệ  l loãng x ạ ộ ng nhóm ho t đ ng th  l c là

ể ự ạ ộ 24,5%, nhóm không ho t đ ng th  l c là 43,4% [3].

ơ ở ấ ỷ ệ ữ ươ ậ Nh ng c  s  lý lu n này cho th y t l loãng x ổ   ng tăng theo tu i

ứ ủ ợ trong nghiên c u c a chúng tôi là h p lý.

ớ ỉ ố ố ơ ể + Liên quan v i ch  s  kh i c  th

ớ ườ ượ ề ỡ ữ V i nh ng ng ọ i có tr ng l ng m  nhi u và BMI cao, có m t đ ậ ộ

ố ỡ ở ươ ụ ể ầ ươ phân b  m vùng x ng đùi, c  th  là quanh đ u trên x ề   ng đùi nhi u;

ố ệ ệ ầ ế ả ươ ả chúng có vai trò chi c g i đ m b o v  đ u trên x ạ   ng đùi gi m va ch m,

ả ườ ượ nên gi m nguy c ơ GX.Và ng ượ ạ c l ữ i nh ng ng ọ i có tr ng l ng c  th ơ ể

ậ ộ ỡ ấ ầ ươ ấ th p thì m t đ  m  quanh đ u trên x ng đùi th p nên tăng nguy c  b ơ ị

ỉ ố ố ươ ắ ậ ớ GX. Tuy nhiên, các ch  s  nhân tr c có m i t ng thu n v i MĐX, cho nên

ạ ừ ẩ ự ệ chúng lo i tr  nhau trong mô hình ch n đoán GX. Có nghĩa là s  hi n cùng

ỉ ố ố ươ ữ ắ lúc gi a các ch  s  nhân tr c và MĐX, thì m i t ữ ng quan gi a các y u t ế ố

ẽ ả ẽ ứ ị có cùng tiên đoán nguy c  ơ GX s  gi m. Vì l đó, các nhà nghiên c u d ch

ễ ề ế ố ườ ỉ ố t v  các y u t nguy c ơ GX có đo l ắ   ng MĐX, thì các ch  s  nhân tr c

ở ẩ ị tr ề    nên không còn giá tr  ch n đoán gãy CXĐ. Tuy nhiên cũng có nhi u

ỉ ố ứ ấ ắ ọ ượ ỡ nghiên c u cho th y ch  s  nhân tr c và tr ng l ố   ng m  trung tâm có m i

92

ế ằ liên quan đ n gãy  CXĐ [1]. Theo Asomaning K.và cs (2006) cho r ng tăng

ỗ ơ ể ả ơ ị ươ m i đ n v  BMI liên quan gi m đáng k  12% nguy c  loãng x ng [56].

ứ ế ế ả ả ấ K t qu  nghiên c u (b ng 3.9) cho th y có 2,4% thi u cân, 52% bình

ườ ừ ừ ế ơ th ng, và 46% th a cân. Nhóm th a cân có MĐX cao h n nhóm thi u cân

ươ ươ ư ớ ệ 0,13 g/cm2  (t ng đ ng v i 1,13 SD, nh ng khác bi t này không có ý

ố ỡ ẫ ấ ở ố ế nghĩa th ng kê (p = 0,06) vì s  c  m u th p nhóm thi u cân. Tuy nhiên,

2  (hay 0,59

ừ ơ ườ nhóm th a cân có MĐX cao h n nhóm bình th ng 0,07 g/cm

ệ ự SD) và s  khác bi ố t này có ý nghĩa th ng kê (p < 0,001).

ố ươ ừ ượ ữ M i liên quan gi a BMI và loãng x ng đã t ng đ ứ   c nghiên c u

ứ ứ ề ề ố ố ỉ nhi u trong quá kh , và đa s  các nghiên c u đ u ch  ra m i liên quan

ố ượ ậ ườ ữ thu n: nh ng đ i t ng có BMI cao th ả   ng có MĐX cao và do đó gi m

ươ ứ ệ ơ nguy c  loãng x ng. Trong nghiên c u này, chúng tôi cũng phát hi n xu

ướ ế ơ h ứ   ả ng đó: tăng BMI liên quan đ n gi m nguy c  GX. Trong nghiên c u

ố ượ ơ ỉ chúng tôi, ch  có 5 đ i t ng có BMI cao h n 30 (béo phì), và đa s ố ở

ưỡ ứ ủ ừ ế ng ậ   ng "th a cân". Tuy nghiên c u c a chúng tôi không cho phép k t lu n

ả ữ ệ ươ ề ố v  m i liên h  nhân qu  gi a BMI và loãng x ệ ng, phát hi n này có ý

ừ ế ằ ặ ả ả nghĩa r ng duy trì cân n ng v a ph i (BMI trong kho ng 20 đ n 27) có l ẽ

ữ ệ ộ ố ươ ự ế là m t trong nh ng bi n pháp phòng ch ng loãng x ng th c t ấ  nh t.

ộ ố ả ướ ấ ằ ố M t s  tác gi trong n ặ   c cũng cho th y r ng có m i liên quan ch t

ẽ ữ ề ặ ị ị ch  gi a BMI <18,5 và MĐX. Theo Đ ng Th  Hoa, Vũ Th  Thu Hi n; BMI

ấ ơ ươ th p   tăng   nguy   c   loãng   x ng   OR=2,82   (1,40­5,68)   [2],[3].   Ninh   Th ị

ươ ườ ế Nhung t ỷ ệ  l loãng x ng ng i thi u cân 20,3% [90].

ữ ế ề ậ ươ ề ố Đã có nhi u k t lu n v  m i liên quan gi a loãng x ế   ớ ng v i thi u

ừ ớ ố ẻ ế cân. Ngay t khi m i sinh ra đã có m i liên quan này. ế   Tr  thi u cân, thi u

ưỡ ỏ ị ữ ứ ẻ ấ ầ dinh d ế   ng calci, các nghiên c u g n đây cho th y, nh ng tr  nh  b  thi u

ươ ơ ị ỏ ớ ươ cân còi x ng lúc nh  thì sau l n lên nguy c  b  loãng x ng càng cao,

ữ ặ ườ ế ộ ự ế ầ ơ ho c nh ng ng ọ   i dành th c đ n ch  đ  ăn kiêng thi u calci tr m tr ng

93

ơ ị ế ươ ườ ớ ế cũng khi n tăng nguy c  b  loãng x ng. Ng i l n thi u cân liên quan

ế ế ươ ế đ n thi u vitamin D và calci cũng liên quan đ n loãng x ng. ể ạ   Th  tr ng

ế ế ả ấ ả ổ ữ   thi u  cân  liên  quan   đ n  gi m    hormone  và  gi m   trao   đ i  ch t.  Nh ng

ườ ầ ươ ệ ắ ỏ ơ ng i cao và g y thì x ng m ng có nguy c  cao m c b nh loãng x ươ   ng

ườ ể ạ ừ ề ả ạ ỡ ữ ơ h n nh ng ng i có th  tr ng v m v  và chi u cao v a ph i. Liên quan

ế ươ ữ ả ẩ ớ ố thi u cân loãng x ng v i thói quen u ng s a. ữ S a và các s n ph m t ừ ữ    s a

ự ẽ ẩ ấ ấ ồ là ngu n th c ph m cung c p calci và vitamin D. Vitamin D s  tăng h p thu

ở ộ ỉ ấ ế ạ D ru t, trong tình tr ng thi u vitamin D, ch  h p thu 10­15% calci t ừ ự    th c

ượ ấ ở ộ ể ấ ủ ư ộ ẩ ph m đ c h p thu ru t, nh ng khi đ  vitamin D ru t có th  h p thu

ượ ừ ự ủ ấ ẩ ầ 30% l ng calci t th c ph m. Cung c p đ y đ  calci và vitamin D giúp

ươ ẽ ấ ừ ươ ấ x ng duy trì MĐX. Khi calci trong máu th p, calci s  l y t x ng đ ể

ế ẫ ươ ủ ả ươ ư đ a vào máu d n đ n calci trong x ẽ ng gi m s  gây h y x ng. Duy trì

ủ ở ạ ầ ộ ườ ể ả ổ m t tình tr ng vitamin D đ y đ ng ệ   i cao tu i cũng có th  c i thi n

ơ ắ ạ ứ s c m nh c  b p, tránh té ngã [1],[3],[17].

ứ ằ ả Theo Feskanich D. và cs (1997), không có b ng ch ng gi m nguy c ơ

ừ ữ ự ẩ ồ ừ ữ ệ ổ GX trong vi c b  sung calci t s a và ngu n th c ph m t s a cho ph  n ụ ữ

ứ ề ổ ộ ấ   ớ l n tu i, cũng theo Feskanich D.và cs (2003), m t nghiên c u v  cung c p

ữ ở ụ ữ ữ ằ ổ calci, vitamin D, s a và GX ph  n  trên 50 tu i, cho r ng s a và các

ẩ ồ ừ ữ ự ấ ươ ể ẽ ả ự ngu n th c ph m t s a có th  s  làm gi m s  m t x ng do loãng x ươ   ng

ố ượ ứ ả ấ ư và GX, nh ng trên đ i t ng nghiên c u, ông không tìm th y gi m nguy c ơ

ố ượ ữ ớ ượ ớ ữ ự ẩ ừ ữ GX v i nh ng đ i t ổ ng b  sung l ng l n s a và th c ph m t s a trong

ứ ố 18 năm theo dõi [104],[105]. Theo Hong H. và cs (2013) nghiên c u m i liên

ữ ả ả ẩ ừ ữ ớ ươ ứ quan s a và các s n s n ph m t s a v i loãng x ng, nghiên c u 5.625

ụ ữ ổ ạ ữ ề ằ ổ ph  n  trên 20 tu i t ả   i Tri u Tiên, ông cho r ng b  sung s a và các s n

ữ ẩ ả ộ ơ ươ ph m s a ≤ 1 ly/ ngày (m t ly =200ml) gi m nguy c  loãng x ng 41%, so

ữ ớ ố ổ ớ v i không u ng s a v i OR=0,59 (95% CI: 0,46­0,75), b  sung > 1 ly/ ngày,

94

ả ơ ươ gi m nguy c  loãng x ng 48% OR= 0,52 (95% CI: 0,41­0,64) [106]. Các

ứ ở ệ ữ ằ ố nghiên c u Vi t Nam cũng cho r ng u ng s a làm tăng MĐX, có t ỷ ệ   l

ươ ữ ữ ố ố loãng x ng nhóm u ng s a 11%, nhóm không u ng s a 36,8% [3]. Nh ư

ữ ả ẩ ố ừ ữ ứ ạ ươ ậ v y, u ng s a và các s n ph m t s a làm tăng s c m nh x ả ng, gi m t ỷ

ươ ứ ư ư ả ằ l ệ ấ ươ  m t x ả ng, gi m t ỷ ệ  l loãng x ng nh ng ch a có b ng ch ng gi m t ỷ

l ệ GX [106].

ớ ổ ệ + Liên quan v i tu i có kinh nguy t

ệ ủ ả ủ ế ệ ấ ổ ổ ậ Có kinh nguy t, d u hi u c a tu i d y thì, k t qu  c a thay đ i sinh

ồ ế ứ ạ ầ ộ ồ ỉ lý, bao g m ti t estrogen bu ng tr ng. M t ph n ba MĐX đ nh đ t trong

ệ ả ờ ươ th i gian kinh nguy t. Estrogen làm tăng MĐX gi m t ỷ ệ  l loãng x ng và

ươ ổ ơ nguy c  gãy x ệ ớ   ng. Theo Parker S.E. và cs (2014) tu i có kinh nguy t s m

ả ổ ươ (<11 tu i) gi m 54% t ỷ ệ  l loãng x ng [107]. Theo Naves M.và cs (2005)

ứ ỷ ệ ở ụ ữ ằ ổ ổ nghiên c u t l GX ộ    ph  n  trên 50 tu i, cho r ng, tu i có kinh mu n

ổ ơ ổ ớ ớ (>15 tu i) tăng nguy c  GX v i OR=1,57 (1,04­2,37) so v i tu i có kinh

s m ớ [108].

ế ả ả ổ ớ K t qu  nghiên chúng tôi (B ng 3.19) MĐX tu i có kinh s m (<13

ổ ơ ổ ộ ổ ươ tu i) cao h n tu i có kinh mu n (trên 15 tu i); nên t ỷ ệ  l loãng x ng ph ụ

ấ ơ ớ ổ ộ ữ n  có kinh s m th p h n tu i có kinh mu n (0% và 11,9%) (p>0,05).

ữ ế ả ấ ộ ộ K t qu    cho th y có kinh mu n là m t trong nh ng y u t ế ố ỷ ệ   t l

ớ ỷ ệ ậ ươ ụ ữ ế ổ thu n v i t l loãng x ổ ậ ng. Khi ph  n  đ n tu i d y thì hay tu i có kinh,

ứ ộ ỉ ạ ậ ạ trong giai đo n d y thì, MĐX tăng nhanh và đ t m c đ  đ nh vào đ  tu i t ộ ổ ừ

ấ ờ ạ ộ ứ ấ ồ 20­30 lúc b y gi ụ   ả  bu ng tr ng ho t đ ng, s n xu t   hormone sinh d c.

ơ ể ế ủ ứ ụ ươ Trong c  th , estrogen có tác d ng  c ch  h y x ế ng gián ti p thông qua

ế ố ủ ặ ộ ưở các hormone khác ho c thông qua tác đ ng c a các y u t tăng tr ng t ạ   i

ề ặ ủ ạ ố ộ ố ứ ấ ỗ ch . M t s  nghiên c u đã cho th y trên b  m t c a t o c t bào có các th ụ

ể ớ ả ưở ự ế ạ ươ th  v i estrogen và  nh h ng tr c ti p lên quá trình t o x ng. Ngoài ra,

95

ả ưở ệ ạ ế ố ế ưở ạ estrogen còn  nh h ng đ n vi c t o ra các y u t tăng tr ng t i ch  nh ỗ ư

ạ ươ IGF, cytokin, interleukin 1 tham gia vào quá trình t o x ng. Các hormone

ữ ụ ầ ế ự ưở sinh d c nam và n  (androgen và estrogen) c n thi t cho s  tr ng thành

ươ ấ ươ ừ ệ ư ậ ậ ủ c a mô x ng và vi c phòng ng a m t x ng theo tu i. ổ  Nh  v y, d y thì

ộ ưở ụ ớ ồ mu n các hormone tăng tr ng và hormone sinh d c v i n ng đ  th p s ộ ấ ẽ

ả ưở ươ ươ nh h ng lên quá trình hình thành x ng và gây loãng x ng.

ớ ố ầ + Liên quan v i s  l n sinh con

ộ ổ ố ầ ả ố S  con ph n ánh s  l n mang thai và cho con bú. Đ  tu i sinh đ ẻ

ườ ừ ộ ổ ạ ố ươ ế ổ ỉ th ng t 20 đ n 30 tu i, cũng là đ  tu i đ t kh i x ẩ   ng đ nh. Trong kh u

ầ ườ ệ ườ ủ ưỡ ấ ph n ăn ng i Vi t th ng không đ  dinh d ng nh t là calci và vitamin D

ế ậ ậ   và càng thi u trong lúc mang thai và sinh con là do t p quán ăn kiêng, ít v n

ụ ữ ẻ ề ắ ớ ố ả   ộ đ ng, tránh  ánh n ng....Do  đó,  đ i v i  ph  n  sinh  đ  nhi u cũng  nh

ưở ế ứ ế ẻ ạ ả h ng đ n s c kho , trong đó có liên quan đ n tình tr ng gi m MĐX gây

ươ loãng x ng

ứ ủ ế ả ả ấ K t qu  nghiên c u c a chúng tôi cho th y (B ng 3.18) MĐX có s ự

ệ ả ố khác bi ề t theo s  con, sinh càng nhi u con thì MĐX càng gi m; t ỷ ệ  l loãng

ươ ừ ế ừ ở x ụ ữ ng ph  n  có t 1­2 con là 2,5%, 3 đ n 4 con 8,3%, t 5 con tr lên

ụ ữ ươ 13,7%. Tuy nhiên, ph  n  không sinh con (vô sinh) t ỷ ệ  l loãng x ng cao

ự ệ ố ớ ơ h n khi có sinh con 28,6%, s  khác bi t có ý nghĩa th ng kê v i p<0,05.

ự ủ ệ ề ế ộ ươ Phát hi n v  tác đ ng tiêu c c c a vô sinh đ n loãng x ộ   ng là m t

ố ượ ả ị ữ ệ d  li u thú v  và có ý nghĩa lâm sàng. Kho ng 10% đ i t ng trong nghiên

2.

ọ ấ ủ ả ơ ứ c u là vô sinh, và MĐX c a h  th p h n nhóm có con kho ng 0,1 g/cm

ề ế ả ấ ớ K t qu  này cũng nh t quán v i nhi u nghiên c u ứ ở ướ  n ụ ữ   c ngoài: ph  n  có

ữ ề ơ ườ nhi u con có MĐX cao h n nh ng ng i có ít con [109].  Tuy nhiên, c  chơ ế

ề ố ữ ọ ươ ư ượ ẫ sinh h c v  m i liên quan gi a vô sinh và loãng x ng v n ch a đ c rõ

ườ ụ ữ ấ ơ ụ ữ ràng. Các ph  n  vô sinh th ng có BMI th p h n các ph  n  có con,

96

ứ ư ề ơ ỉ nh ng trong nghiên c u này sau khi đi u ch nh cho BMI thì nguy c  loãng

ươ ở ụ ữ ẫ ộ ơ ả ế x ng ph  n  vô sinh v n cao h n nhóm có con. M t gi thuy t khác là

ụ ữ ấ ươ ể ấ ỉ ề ơ ph  n  vô sinh có th  có MĐX đ nh th p và m t x ng nhi u h n ph  n ụ ữ

ơ ươ ư ị ả ế ầ có con, nên nguy c  loãng x ng b  gia tăng, nh ng gi thuy t này c n có

ự ế ể ể ề ố ứ ệ ữ ệ d  li u th c t ữ    đ  ki m ch ng. Tuy nhiên, phát hi n v  m i liên quan gi a

ươ ế ố ấ ể vô sinh và loãng x ng là r t đáng chú ý, vì y u t vô sinh có th  giúp cho

ẻ ươ ứ ế ơ ữ ủ các bác sĩ lâm sàng quan tâm h n đ n s c kho  x ố   ng c a nh ng  đ i

ượ t ng này

ứ ỷ ệ ươ Theo Vũ Đình Chính (1996) nghiên c u t l loãng x ng ph  n ụ ữ

ế ố ễ ả ị ọ trên 4 con 69,3%. Nguy n Th  Ng c Lan và cs (2015) kh o sát y u t nguy

ươ ụ ữ ủ ệ ừ ấ ở ổ ơ c  loãng x ng c a ph  n  Vi t Nam t ữ    50 tu i tr  lên, cho th y nh ng

ườ ơ ươ ầ ơ ng i sinh con trên 4 con có nguy c  loãng x ấ ng cao h n g p 3,05 l n so

ướ ớ ị ụ ữ ớ v i ph  n  sinh d ề   i 4 con v i 95% CI = 2,14 ­4,34. Theo Vũ Th  Thu Hi n

ụ ữ ừ ở ơ ươ ph  n  sinh t 5 con tr lên có nguy c  loãng x ầ   ấ ng cao g p 1,75 l n

ụ ữ ữ ề nh ng ph  n  sinh 1 ­ 2 con (p< 0,001). Nhi u tác gi ả ướ  n ậ   c ngoài nh n

ộ ế ố ụ ữ ấ ơ ươ th y ph  n  không sinh con cũng là m t y u t nguy c  cao loãng x ng.

ụ ữ ả ạ ờ ỗ ợ ỳ ờ ủ   Trong   m i   th i   k   mang   thai,   ph   n   tr i   qua   đ t   tăng   t m   th i   c a

ỏ ệ ả ề ệ ọ estrogen giúp b o v  h  kh i b nh loãng x ươ . Tuy nhiên sinh nhi u con ng

ưở ớ ự ị ể ể ẽ ả s   nh h ng t i quá trình chuy n hóa calci do có s  d ch chuy n calci t ừ

ẹ ả m  sang con trong quá trình mang thai và cho con bú nên gi m MĐX [2],

ả ằ ơ [93]. Theo Streeten E.A và cs (2005) cho r ng có con gi m nguy c  GX đùi

ổ ươ ờ ỳ ệ ậ ả do thay đ i x ng ch u trong th i k  mang thai và sinh con b o v  ph  n ụ ữ

ươ ụ ữ ơ GX t ỗ   ng lai và tăng nguy c  GX đùi ph  n  không sinh con 44% và m i

ụ ữ ớ ả ầ l n sinh thêm gi m 9% GX đùi [109] và ph  n  không sinh con so v i ph ụ

ế ơ ữ n  sinh trên 3 con tăng nguy c  GX 48% đ n 56%.

97

ứ ấ ỷ ệ ứ ế ả ấ ươ K t qu  nghiên c u cho th y, th  nh t t l loãng x ng tăng ở ụ   ph

ụ ữ ứ ề ữ n  không mang thai và sinh con, th  hai ph  n  sinh càng nhi u con MĐX

ả ươ ỗ ỳ ẻ gi m, tăng t ỷ ệ  l loãng x ạ ộ   ng và GX. Sau m i k  sinh đ , khi ho t đ ng

ẽ ế ứ ả ồ ộ ế ố ủ c a bu ng tr ng suy gi m s  ti t ít estrogen ế  gây thi u n i ti t t . Estrogen

ộ ế ố ặ ươ ế ắ là m t y u t có vai trò ngăn ch n loãng x ng, giúp g n k t calci vào

ươ ờ ư ồ ữ ươ ầ ố khung x ng đ ng th i l u gi calci trong x ng góp ph n ch ng tiêu

ươ ấ ươ ộ ế ố ế ế x ng và m t x ng. Do đó, thi u n i ti t t ẽ ẫ  estrogen s  d n đ n tình

ả ạ ươ ươ ấ ươ ồ ư tr ng gi m đ a calci vào x ng, gây loãng x ng r i m t x ng, lún, x pẹ

ươ ệ ượ ấ ố ố các đ t s ng. Loãng x ng sau sinh là hi n t ổ ế ng r t ph  bi n và th ườ   ng

ở ấ ả ệ ượ ẹ ạ ủ ế ặ ở g p các m  sau giai đo n sinh n  v t v , hi n t ng này ch  y u là do

ơ ể ộ ượ ả ấ ự ớ khi mang thai c  th  ph i cung c p m t l ể   ng l n calci cho s  phát tri n

ế ơ ể ế ẻ ẫ ạ ủ c a tr , khi sinh con và cho con bú d n đ n c  th  thi u calci. Tóm l i, sau

ỗ ầ ẽ ươ m i l n mang thai và sinh con các nguyên nhân sau đây s  gây loãng x ng:

ơ ể ẹ ộ ượ ứ ấ ấ ả ớ Th  nh t là c  th  m  ph i cung c p cho bào thai m t l ng l n calci,

ể ưỡ ể vitamin D đ  nuôi d ệ ng phát tri n và hoàn thi n thai nhi. MĐX m  b ẹ ị

ứ ả ả ờ ồ gi m trong kho ng th i gian mang thai và cho con bú. Th  ba là, n ng đ ộ

ơ ể ạ ộ ế ấ estrogen trong c  th  khi mang thai tăng lên r t cao khi n các ho t đ ng ở

ặ ằ ệ ớ ươ ị ả ậ ơ c ,   gân,   dây   ch ng,   đ c   bi t   là   vùng   kh p   x ng   ch u   b   nh   h ưở   ng

ệ ể ớ ọ ườ ư ặ ấ ỏ nghiêm tr ng v i các bi u hi n th ớ   ng g p nh t là: Đau l ng, m i kh p

ế ả ờ ố khi mang thai và kéo dài đ n kho ng th i gian sau khi sinh. Cu i cùng, căng

ơ ể ệ ậ ộ ế ẳ ỏ th ng, b n r n trong quá trình chăm sóc con cái khi n c  th  m t m i và

ỏ ươ ệ ấ ơ ớ ữ hay xu t hi n nh ng c n đau m i x ng kh p.

ổ ớ + Liên quan v i tu i mãn kinh

ạ ộ ụ ữ ứ ệ ấ ạ ộ   Ph  n  MK là ch m d t ho t đ ng kinh nguy t, giai đo n này n i

ỷ ươ ự ả ớ ti ế ố t t estrogen gi m 85­90% so v i th i k  ti n ờ ỳ ề MK, s  hu  x ng tăng

ự ươ 90%, trong khi s  hình thành x ậ ng tăng 45%.Vì v y ph  n  m t x ụ ữ ấ ươ   ng

98

ự ắ ầ ầ ướ ứ ệ ấ nhanh t nhiên b t đ u 2­3 năm đ u tr c khi ch m d t kinh nguy t và

ế ụ ươ ế ấ ổ ế ti p t c cho đ n 5 năm sau MK và x ỗ   ng m t liên quan đ n tu i 1% m i

ấ ươ ạ ớ ể ạ năm, th i k ờ ỳ MK  s m cũng là giai đo n m t x ng m nh có th  tăng 3­

ứ ỗ 10% m i năm [102]. [110]. Theo Svejme O. và cs (2013) nghiên c u 390 ph ụ

ụ ữ ằ ớ ướ ơ ổ ươ ữ n , cho r ng ph  n  MK s m (tr c 47 tu i) nguy c  loãng x ớ   ng v i

ớ ơ OR=1,83 (95% CI:1,22­2,74), nguy c  GX v i OR=1,68 (95% CI: 1,05­2,57)

ở ổ ế ố ứ tu i 77 [111].  Theo Lau E.M.C.và cs (2001) nghiên c u y u t nguy c ơ

ụ ữ ằ ơ ớ ớ ổ ụ ữ GX đùi v i ph  n  MK cho r ng, ph  n  MK s m (tu i 46) có nguy c  GX

ớ ơ ổ ổ ớ   đùi v i RR=1,6 (95% CI:1,2­2,2), tu i MK (50 tu i) có nguy c  GX đùi v i

ụ ữ ứ RR=1,2 (0,9­1,6) [112]. Theo Habib J.L. (2012), nghiên c u 309 ph  n , xem

ụ ữ ớ ổ ơ ươ ầ ớ xét ph  n  MK s m (47 tu i), nguy c  loãng x ầ ng g n hai l n so v i MK

ộ ơ mu n (56% và 30%) và nguy c  GX (44% và 31%) [113].

ụ ữ ứ ế ả ả ớ ướ K t qu  nghiên c u chúng tôi (B ng 3.20) ph  n  MK s m (tr c 47

ươ ụ ữ ơ ộ ỉ ổ tu i) t ỷ ệ  l loãng x ng 15,9% cao h n ph  n  MK mu n ch  có 4,3%, s ự

ệ ụ ữ ắ ầ ố khác bi t này không có ý nghĩa th ng kê (p>0,05). Khi ph  n  b t đ u vào

ấ ổ ượ ầ tu i  MK   thì   năm  năm  đ u  tiên  đã  m t   đi  25%  l ậ   ng  estrogen.   Vì   v y,

ể ầ ươ ở ụ ữ nguyên nhân đ u tiên đ  gây nên loãng x ng ph  n   MK chính là s ự

ế ố ụ ế ế ộ ư thi u h t estrogen. Ngoài ra còn có các y u t ế    khác nh : Ch  đ  ăn thi u

ứ ụ ệ ạ ắ ạ ố ậ   calci, l m d ng các thu c ch a corticoid, m c các b nh m n tính và ít v n

ụ ữ ệ ượ ữ ậ ặ ặ ố ộ đ ng. Th m chí có nh ng ph  n  nghi n r u ho c thu c lá. Ho c do di

ố ẹ ị ế ề ươ ề ươ ệ ắ truy n, có b  m  b  y u x ng, m c các b nh v  x ậ ng. Tuy v y, m t s ộ ố

ế ố ứ ế ấ ổ ộ ớ nghiên c u cho th y tu i MK s m hay mu n còn liên quan đ n y u t gia

ậ ổ ớ ộ ế   đình. Chính vì v y, tu i MK s m hay mu n không liên quan có ý nghĩa đ n

ả ươ ứ ủ gi m MĐX và loãng x ng trong nghiên c u c a chúng tôi.

ớ ờ + Liên quan v i th i gian mãn kinh

99

ụ ữ ứ ạ ươ Hormone sinh d c n  estrogen có vai trò trong s c m nh x ng, phát

ể ươ ưở ố ượ ươ ế tri n x ng tr ng thành và duy trì kh i l ng x ng, Thi u estrogen thay

ằ ươ ỷ ươ ổ đ i cân b ng hình thành x ng và hu  x ng là nguyên nhân gây loãng

ươ ở ụ ữ x ng GX ph  n  sau MK [102].

ứ ờ ướ ả Nghiên c u chúng tôi (B ng 3.21) th i gian MK tr c 5 năm có 11

ườ ườ ườ ng i, MK 5­10 năm 30 ng i và MK trên 10 năm có 165 ng ế i. K t qu ả

ấ ả ờ cho th y, th i gian MK càng dài thì MĐX càng gi m và t ỷ ệ  l loãng x ươ   ng

ứ trên 10 13,9% (p<0,05). Theo Vũ Đình Chính (1996) nghiên c u 200 ph  n ụ ữ

ụ ằ ướ ấ ỷ ệ ươ nông thôn b ng ch p X quang quy c cho th y t l loãng x ng sau 10

ứ ủ ị ở năm MK là 22,2%. Nghiên c u c a Ninh Th  Nhung (2008) ụ ữ  ph  n  mãn

ạ ằ ươ ấ ỷ ệ kinh t i Thái Bình, b ng ph ng pháp siêu âm cho th y t l loãng x ươ   ng

sau 10 năm là 26,1% [90].

ụ ữ ấ ọ Các  hormone sinh d c gi vai trò  r t quan tr ng trong s  tr ự ưở   ng

ươ ưở ủ ủ thành   c a   mô   x Ả ng.   nh   h ệ   ng   c a   androgen   và   estrogen   trong   vi c

ự ấ ươ ặ ổ phòng s  m t x ế ng liên quan đ n tu i, đ c bi ệ ớ ữ ớ t v i n  gi i trong giai

ộ ố ụ ữ ạ ớ đo n MK. M t s  ph  n  sau MK t  l ỉ ệ ấ ươ  m t x ng hàng năm tăng t ứ   i m c

5%/năm, trong khi t  l ỉ ệ ấ ươ  m t x ơ ể   ng trung bình là 1% / năm. Trong c  th ,

ế ủ ứ ươ ế ụ estrogen có tác d ng  c ch  h y x ng gián ti p thông qua các hormone

ế ố ủ ặ ộ ưở ạ ỗ khác ho c thông qua tác đ ng c a các y u t tăng tr ng t i ch . M t s ộ ố

ề ặ ủ ế ứ ạ ươ ấ nghiên c u đã cho th y trên b  m t c a t bào t o x ng có các th  th ụ ể

ả ưở ự ế ạ ươ ớ v i estrogen và  nh h ng tr c ti p lên quá trình t o x ng. Ngoài ra,

ả ưở ệ ạ ế ố ế ưở ạ estrogen còn  nh h ng đ n vi c t o ra các y u t tăng tr ng t i ch  nh ỗ ư

ạ ươ IGF, cytokin, IL1 tham gia vào quá trình t o x ụ   ng. Các hormone sinh d c

ữ ầ ế ự ưở ủ nam và n  (androgen và estrogen) c n thi t cho s  tr ng thành c a mô

ươ ấ ươ ừ ệ ổ Ở ữ ớ ự x ng và vi c phòng ng a m t x ng theo tu i. n  gi ế ụ   i có s  thi u h t

ạ ở ổ ấ ớ ượ r t l n l ng estrogen sau giai đo n MK. Còn nam, tu i càng cao thì

100

ố ế ả ị ả ể ượ l ng testosteron càng gi m do s  t bào leydig b  gi m đi đáng k . Ngoài

ự ự ụ ế ệ ả ầ vi c gi m testosteron thì s  thi u h t estradiol cũng góp ph n vào s  loãng

ươ ở ớ ườ ụ ể x ng nam gi ữ i. Nh ng ng ế i thi u năng các tuy n sinh d c nam và n ữ

ứ ứ ể ắ ồ ớ ớ ồ (suy bu ng tr ng s m, MK s m, c t bu ng tr ng, thi u năng tinh hoàn…)

ơ ươ ụ ữ ướ ẽ s  có nguy c  loãng x ề ng nhi u h n. ả   ơ B c vào th i k  MK, ph  n  ph i ờ ỳ

ặ ớ ề ừ ổ ư ố đ i m t v i vô vàn phi n toái t ổ    tu i tác nh  lão hóa da, tính khí thay đ i

ườ ợ ơ ư ệ ả ượ ấ th t th ng, nh ng đáng s  h n c  là b nh loãng x ươ MK đ ng. c coi là

ề ự ể ạ ở ườ ụ ữ ồ giai đo n 3 v  s  phát tri n sinh lý ng ứ   i ph  n , lúc này bu ng tr ng

ệ ụ ư ề ấ ơ ẽ ả s n xu t hormone estrogen  ít h n, s  kéo theo nhi u h  l y nh  loãng

ươ ệ ạ ệ ươ ở ừ ộ x ng, b nh tim m ch. B nh loãng x ng ph  n ủ   ụ ữ v a do tác đ ng c a

ổ ạ ừ ề ấ ạ ụ ữ ớ ị tu i tác l i v a do v n đ  MK mang l ộ   i. V i ch  em ph  n , hormone n i

ế ụ ữ ế ị ủ ẹ ắ ặ ệ ti t estrogen quy t đ nh hình thái, s c đ p c a ph  n . Đ c bi t esrtogen

ơ ể ớ ế ể ế ậ ắ đóng vai trò chung trong c  th  là v n chuy n và g n k t canxi v i t bào

ươ ế ở ướ ượ ả khung x ng. B i th , khi b ổ c vào tu i MK, l ng estrogen suy gi m s ẽ

ả ưở ấ ớ ớ ươ ụ ữ ủ ệ ươ nh h ng r t l n t i x ng c a ph  n . Đây là b nh loãng x ng nguyên

ụ ữ ư ậ ẽ ả ị phát type I. Nh  v y, ph  n  sau MK s  ph i gánh ch u hai quá trình gây

ươ ươ ổ ươ ế loãng   x ng,   đó   là   loãng   x ng   do   tu i   và   loãng   x ụ   ng   do   thi u   h t

ọ ị ươ ặ ớ ơ ơ ơ estrogen, làm cho h  b  loãng x ng s m h n, nhanh h n, n ng h n nam

ớ ể ả ế ấ ề ươ ủ ấ ầ ổ ố gi i. Đ  gi i quy t v n đ  loãng x ng do tu i, c n ăn u ng đ  ch t, đ ủ

ầ ế ệ ưỡ ể ấ ượ l ng calci c n thi ặ t và đ c bi t là các d ể   ng ch t có th  chuy n hóa và

ể ượ ượ ế ắ ượ ậ v n chuy n đ ể ạ c calci, đ  t o nên đ c các t bào g n đ ớ ố c v i c t bào

ươ ể ạ ế ươ trong x ng đ  t o thành t bào x ng.

ớ ề ử + Liên quan v i ti n s  té ngã

ả Kho ng 90­95%  gãy CXĐ là do ngã. Tuy nhiên, không ph i t ả ấ ả   t c  té

ề ả ả ỉ ở ụ ữ ớ ngã đ u có kh  năng gây ra GX. Ch  có kho ng 1% té ngã ổ    ph  n  l n tu i

ị ả ế ưở ấ ượ ố ượ ươ ẫ d n đ n gãy CXĐ. GX b   nh h ng, ngoài ch t l ng và s  l ng x ng,

101

ự ầ ộ ổ ườ do l c té ngã tác đ ng lên g n CXĐ. Té ngã ở ườ  ng i cao tu i th ả ng x y ra

ữ ặ ỏ ố ườ ơ ớ ậ ố v i v n t c nh , té xu ng gãy CXĐ. M t khác, nh ng ng i đang ch i đùa,

ữ ườ ớ ậ ố ể ố ố ơ nh ng ng i di chuy n xung quanh v i v n t c cao h n, té xu ng ch ng tay,

ặ ổ ả ầ ơ làm tăng nguy c  GX cánh tay ho c c  tay. Kho ng 75% GX cánh tay g n và

ả ủ ậ ổ 95% GX c  tay là h u qu  c a té ngã [62].

ấ ằ ườ Theo Nguyen N.D.và cs (2007), cho r ng ít nh t 12% tr ng h p ợ GX

ở ụ ữ ữ ể ằ ph  n  có th  do té ngã và ông cũng cho r ng liên quan gi a té ngã và GX

ụ ự ế ể ườ ế có th  do s  thi u h t vitamin D và c ậ ng năng tuy n c n giáp hormon e

ế ố ự ế ơ ượ ứ PTH tăng cao. Y u c  là y u t d  báo té ngã và GX đã đ c ch ng minh

ế ự ữ ụ ế ơ ườ có liên quan đ n s  thi u h t vitamin D lâu dài. H n n a, c ế ậ   ng tuy n c n

ớ ự ứ ầ ả ậ ộ ệ   giáp liên quan v i s  suy gi m th n kinh v n đ ng. Các nghiên c u hi n

ượ ế ườ nay đã không đo đ c calci huy t, vitamin D và PTH cho ng i tham gia, do

ượ ố ố ơ đó không phân tích đ ệ c m i quan h  kích thích t và nguy c  GX [114].

ả ở ứ ả Nghiên c u chúng tôi (B ng 3.22) MĐX gi m ề ử  nhóm ti n s  té ngã

ươ ề ử và t ỷ ệ  l loãng x ng nhóm có ti n s  té ngã 36,8% và nhóm không té ngã

5,4%.

ế ố ứ ơ Theo Lau E.M.C. và cs (2001) nghiên c u y u t nguy c  gãy CXĐ ở

ề ử ụ ữ ữ ằ ơ nam và n  Châu Á, cho r ng, ph  n  có ti n s  té ngã tăng nguy c  gãy

ầ ơ CXĐ RR=2,3 (95%CI, 1,6­3,4) và trên 2 l n té ngã tăng nguy c  CXĐ RR=

3,0 (95%CI, 2.1­4,5) [112].

ữ ườ ề ử ữ ườ ộ ươ Nh ng ng i có ti n s  té ngã là nh ng ng i có b  x ng y u ế ớ   t.

ộ ố ế ố ư ữ ườ ề ử ế Nó liên quan đ n m t s  y u t nh : nh ng ng i có ti n s  gia đình có b ố

ẹ ị ươ ươ ữ ườ m  b  loãng x ng, GX do loãng x ng hay nh ng ng ề ử i có ti n s  té ngã,

ặ ệ ấ ộ hay GX t ừ ướ  tr c đó, đ c bi ẹ t do m t sang ch n nh . Nguyên nhân là do di

ế ị ề ấ ươ truy n trong đó gene quy t đ nh MĐX, hình thái và c u trúc x ậ   ng. H u

ữ ả ườ ộ ươ ế ớ ễ ị qu  là có nh ng ng i sinh ra đã có b  x ng y u t, d  b  gãy. B  x ộ ươ   ng

102

ớ ệ ậ ọ ộ ươ có vai trò quan tr ng v i h  v n đ ng c a c  th . ủ ơ ể Các x ế ớ   ng liên k t v i

ộ ơ ể ứ ể ể ạ ự nhau t o thành khung c ng và đi m t a đ  nâng toàn b  c  th , giúp cho

ườ ư ế ứ ớ ơ ạ ế ợ ươ ệ ẳ ẩ ng i có t th  đ ng th ng. X ng k t h p v i c  t o nên h  đòn b y mà

ự ể ớ ươ ủ ơ ể ạ ộ ả ả đi m t a là các kh p x ư ậ   ng, đ m b o cho ho t đ ng c a c  th . Nh  v y

ụ ộ ậ ộ ộ ệ ươ h  x ng đóng vai trò th  đ ng trong b  máy v n đ ng. Khi khung x ươ   ng

ơ ể ữ ứ ượ ườ ươ ế ế y u, c  th  khó đ ng v ng đ c, làm cho ng i có khung x ễ   ng y u d  té

ươ ế ợ ổ ươ ngã. Khung x ng y u, có nghĩa quá trình t ng h p, sinh x ả   ng không đ m

ệ ề ắ ả ấ ớ ươ ả b o, g n li n v i gi m MĐX, và xu t hi n loãng x ư ậ ng. Nh  v y, ng ườ   i

ề ử ả ươ ợ ti n s  té ngã có MĐX gi m và t ỷ ệ  l loãng x ng cao là h p lý.

ớ ề ử ố ươ + M i liên quan v i ti n s  gãy x ng

ề ử ế ố ở ầ ơ Ti n s  GX ở ổ ừ  tu i t 50 tr  lên là y u t nguy c  cho l n gãy CXĐ

ứ ủ ộ ầ l n sau [65]. M t nghiên c u c a Schousboe J.T. và cs (2005) theo dõi 9704

ụ ữ ừ ề ử ổ ở ế ố ấ ổ ph  n  t 50 tu i tr  lên cho th y ti n s  GX c  tay là y u t ơ ủ    nguy c  c a

ố ố ế ố ơ gãy đ t s ng (OR=1,72, CI 95% 1,31­2,25) và cũng là y u t nguy c  gãy

CXĐ (OR=1,43, CI 95% 1,17­1,74) [115]. Theo Lau E.M.C. và cs (2001) cho

ề ử ụ ữ ế ố ấ ầ ơ ớ th y, ph  n  có ti n s  GX là y u t nguy c  gãy CXĐ 1,8 l n v i OR=1,8

ứ (1,1­2,9) [112]. Theo Kanis J.A. và cs (2004) nghiên c u MĐX v i ti n s ớ ề ử

ề ử ụ ữ ế ố ằ ổ GX cho r ng ph  n  trên 50 tu i có ti n s  GX là y u t ơ  nguy c  cho gãy

ớ CXĐ v i RR=1,62 (1,30­2,01) [116].

ứ ấ ườ ề ử Nghiên c u chúng tôi cho th y, nhóm ng i có ti n s  GX có MĐX

ấ ơ ườ ử ề ả th p h n nhóm ng i không có ti n s  GX và (B ng 3.24) t ỷ ệ  l loãng

ươ ở ườ ề ử ơ ườ x ng nhóm ng i có ti n s  GX là 40,0% cao h n nhóm ng i không

ề ử ả ủ ế ợ ế có ti n s  GX là 6,2%, p< 0,05. K t qu  c a chúng tôi phù h p k t qu ả

ứ ặ ươ ườ ế ồ nghiên c u Đ ng H ng Hoa [3]. Gãy x ng th ế   ng liên quan đ n hai y u

ắ ủ ộ ươ ơ ể ự ữ ộ ố ự ữ t : s  v ng ch c c a b  x ng và l c tác đ ng lên c  th . Nh ng ng ườ   i

ề ử ặ ệ ề ầ ườ ộ ươ ế có ti n s  GX đ c bi t GX nhi u l n th ng do b  x ng y u. Khi b ộ

103

ươ ế ế ạ ươ ấ ằ ả x ng   y u,   quá   trình   t bào   t o   x ữ ạ   ng   gi m,   m t   cân   b ng   gi a   t o

ươ ỷ ươ ố ượ ề ử ẽ ả x ng và hu  x ủ ng. MĐX c a các đ i t ng có ti n s  GX s  gi m, t ỷ

ệ ươ ủ ườ ậ ơ ươ l loãng x ng c a nhóm ng i này tăng h n, chính vì v y loãng x ng ở

ữ ườ ử ề ườ ặ ơ ơ ở nh ng ng i có ti n s  GX th ng n ng h n và t ỷ ệ  l cao h n nhóm

ườ ề ử ng i không có ti n s  GX.

ươ ớ ề ử + Liên quan v i ti n s  gia đình gãy x ng

ế ố ề ế ị ố ươ ấ ươ ỉ Di truy n là y u t quy t đ nh kh i x ng đ nh và m t x ề   ng. Ti n

ộ ế ố ố ơ ử s  gia đình GX là m t y u t nguy c  GX, gãy CXĐ tăng lên trong s  các

ề ử ứ ẹ cô gái có m  có ti n s  GX. Theo Kanis J.A. và cs 2004) nghiên c u ti n s ề ử

ế ố ữ ơ gia đình GX liên quan y u t nguy c  GX trên 34.928 nam và n . Ông cho

ư ế ố ề ử ươ ằ r ng cũng nh  y u t té ngã, ti n s  gia đình GX do loãng x ng có liên

ế ệ ề ế ị ề ử ế quan đ n di truy n th  h  sau b  GX [116]. N u ti n s  có cha gãy CXĐ,

ơ ở ề ử ẹ ụ ữ nguy c  tăng gãy CXĐ ph  n  RR=0,99 (0,70­1,41), ti n s  m  có gãy

ơ ở ụ ữ CXĐ, nguy c  tăng gãy CXĐ ph  n  RR=1,29 (0,98­1,69) [51].  Theo

ụ ữ ử ứ ề ấ Robbins J. và cs (2007) nghiên c u 93.676 ph  n , cho th y ti n s  cha

ẹ ặ ơ ở ụ ữ ầ ớ ho c m  có GX, nguy c  GX ph  n  tăng 1,5 l n v i OR=1,50 (1,20­

ứ ỷ ệ 1,87)  [61].  Theo  Naves   M.   và   cs   (2005)   nghiên   c u  t l GX   do  loãng

ươ ở ụ ữ ử ề ằ ổ x ng ph  n  trên 50 tu i, cho r ng ti n s  gia đình có gãy CXĐ có

ơ nguy c  cao GX OR=3,59 (1,01­12,79) [108].

ề ử ứ ấ ấ   Nghiên c u chúng tôi cho th y: MĐX nhóm ti n s  gia đình GX th p

ề ử ả ươ ơ h n nhóm không có ti n s  GX, (B ng 3.23) t ỷ ệ  l loãng x ng nhóm có

ề ử ề ử ti n s  gia đình GX là 68,2%, nhóm không ti n s  gia đình GX 4,3%, s ự

ệ khác bi ố t có ý nghĩa th ng kê (p<0,05).

ề ử ữ ố ươ M i liên quan gi a ti n s  GX trong gia đình và loãng x ng cũng là

ệ ủ ệ ấ ộ ọ ị m t phát hi n thú v  và quan tr ng. Phát hi n c a chúng tôi cũng nh t quán

104

ứ ở ộ ụ ữ ẹ ị ấ ớ v i m t nghiên c u Úc cho th y ph  n  có m  b  GX cũng có MĐX suy

ẽ ưở ủ ế ố ề gi m ả [117]. Đây có l ả  là do  nh h ng c a y u t ề    di truy n, vì di truy n

ả ữ ả ệ ề ơ gi i thích kho ng 60­80% nh ng khác bi t v  MĐX. Do đó, nguy c  loãng

ươ ở ụ ữ ẹ ườ ị x ng tăng cao ph  n  có m  hay ng ấ   i thân trong gia đình b  GX là r t

ệ ệ ể ả ậ ằ ạ   có th  do suy gi m MĐX. Phát hi n này cũng hàm ý r ng vi c nh n d ng

ụ ữ ơ ươ ế ố ề ử ế ả ầ ph  n  có nguy c  loãng x ng cao c n ph i chú ý đ n y u t ti n s  gia

đình.

ộ ố ứ ỉ ươ ế M t s  nghiên c u đã ch  rõ, loãng x ng mang liên quan đ n y u t ế ố

ủ ộ ề ươ ệ ộ ườ ch ng t c và gia đình. Xét v  ph ủ ng di n ch ng t c thì ng ắ i da tr ng và

ơ ươ ơ ườ châu Á có nguy c  loãng x ng cao h n ng i da đen. Theo các y u t ế ố    di

ộ ố ế ề ả ươ truy n cũng có m t s  gen liên quan đ n làm gi m MĐX và loãng x ng.

ữ ườ ề ử ươ ặ ị ấ Nh ng ng i có ti n s  gia đình loãng x ng hay GX ho c b  ch n th ươ   ng

ữ ẹ ẹ ơ nh  gây GX liên quan tăng nguy c  GX. Nh ng cô gái có m  loãng x ươ   ng

ơ ả ố ượ ươ ề ử ẹ ộ ố c t s ng có nguy c  gi m kh i l ng x ng. Ti n s  có m  gãy CXĐ,

ở ữ ư ậ ở ơ nguy c  GX ấ  n  tăng g p hai l n ầ [117]. Nh  v y, GX có t ỷ ệ  l cao các

ề ử ố ượ đ i t ng có ti n s  gia đình GX.

ế ố ế ố ề ế ữ Ngoài nh ng y u t trên, có nhi u y u t ả    khác liên quan đ n gi m

ươ ệ ạ MĐX và loãng x ệ   ng trong đó có các b nh m n tính trong đó có b nh

ế ề ố ả ưở ươ ủ VĐKDT.   Có   nhi u   y u   t nh   h ng   t ớ ự i   s ấ   m t   x ệ   ng   c a   b nh

ế ầ ả ự ấ ươ ằ ở ệ VĐKDT. H u h t các tác gi cho r ng s  m t x ng b nh VĐKDT là

ỷ ươ ạ ươ ặ do quá trình hu  x ự ả ng, do s  gi m t o x ả ng ho c do c  hai quá trình

ệ ệ ơ trên. Ngoài ra, b nh nhân VĐKDT tăng nguy c  GX do b nh VĐKDT và s ử

ầ ơ ớ dùng corticoid kéo dài  [118]  và tăng nguy c  gãy CXĐ 2 l n v i RR=2,0

(95% CI 1,8­2,3) [119].

105

ộ ố ế ố ị ươ ự ơ 4.3. Xác đ nh m t s  y u t ơ  nguy c  gãy x ng và d  báo nguy c  gãy

ươ x ng đùi theo mô hình FRAX và Garvan

ộ ố ế ố ể ặ ươ 4.3.1. Đ c đi m m t s  y u t ơ  nguy c  gãy x ng

ố ượ ứ ậ ấ Trong 206 đ i t ng nghiên c u, chúng tôi nh n th y có 30 ng ườ   i

ề ử ế ụ ủ ố ti n s  GX (14,6%). Chúng tôi ti p t c đánh giá m i liên quan c a ti n s ề ử

ế ố ớ ế ố ể ơ ơ GX v i các y u t ể  nguy c  trên đ  có th  làm rõ h n các y u t ự    nào th c

ủ ứ ứ ả ế ự s  liên quan trong nghiên c u này. K t qu  nghiên c u c a chúng tôi cho

ế ố ấ ươ ề ử th y: các y u t loãng x ề ử ng, không sinh con, ti n s  té ngã và ti n s  gia

ề ử ế đình GX là có liên quan đ n ti n s  GX, ớ ỷ ệ ầ ượ v i t l n l l t là 40%, 23,3%,

ế ố ữ ượ ị 33,3% và 33,3% là nh ng y u t đã đ c xác đ nh có liên quan có ý nghĩa

ế ố ố ớ v i GX và p< 0,05. Còn các y u t ơ    khác khi phân tích m i liên quan đ n

ế ậ ấ ố bi n chúng tôi không nh n th y có m i liên quan có ý nghĩa. Khi phân tích

ế ậ ấ ỉ ươ ế ồ h i qui đa bi n chúng tôi nh n th y ch  có loãng x ng liên quan đ n GX,

p< 0,05.

ộ ố ủ ứ ế ả ợ ớ K t qu  nghiên c u c a chúng tôi cũng phù h p v i m t s  tác gi ả

ụ ữ ằ ả   khác.  Theo Permanente K.và cs (2003) cho r ng ph  n  có sinh con gi m

ổ ươ ơ ờ ỳ ậ nguy c  GX đùi do thay đ i x ng ch u trong th i k  mang thai và sinh con

ươ ụ ữ ơ ệ ụ ữ ả b o v  ph  n  GX t ng lai và tăng nguy c  GX đùi ph  n  không sinh con

ỗ ầ ụ ữ ả 44% và m i l n sinh thêm gi m 9% gãy CXĐ và ph  n  không sinh con so

ụ ữ ế ớ ơ v i ph  n  sinh trên 3 con tăng nguy c  GX 48% đ n 56% [109].  Theo

ề ử ụ ữ ế ố ấ Lau E.M.C. và cs (2001) cho th y, ph  n  có ti n s  GX là y u t nguy

ầ ớ ơ c  gãy CXĐ 1,8 l n v i OR=1,8 (1,1­2,9) [112].  Theo Kanis J.A. và cs

ớ ề ử ụ ữ ứ ằ ổ (2004) nghiên c u MĐX v i ti n s  GX cho r ng ph  n  trên 50 tu i có

ề ử ế ố ơ ti n s  GX là y u t ớ  nguy c  cho gãy CXĐ v i RR=1,62 (1,30­2,01) [51].

ư ậ ứ ươ ế ố ơ Nh  v y, trong nghiên c u này loãng x ng là y u t nguy c  gây

ươ ề ấ ơ GX rõ ràng nh t.  ấ Loãng x ng làm tăng nguy c  GX, nhi u nh t là gãy

106

ộ ố ế ố ấ ộ CXĐ và GX c t s ng. MĐX th p là m t trong các y u t ấ   ọ  quan tr ng nh t

ươ ậ ộ ủ ươ ở ườ ớ gây ra GX do loãng x ng. M t đ  khoáng c a x ng ng i l n đ ượ   c

ằ ị ỉ ưở ấ ươ ạ ả xác đ nh b ng c  MĐX đ nh lúc tr ng thành và tình tr ng m t x ng các

ị ả ế ưở ệ ượ ủ năm ti p theo. Hai quá trình này ch u  nh h ng c a hi n t ấ   ng tái c u

ươ ệ ượ ố ở ế ố ị ế ố ề trúc x ng, hi n t ng này b  chi ph i b i y u t di truy n và y u t môi

ườ ươ ả ủ ậ ấ ả ươ tr ng. GX do loãng x ng x y ra do h u qu  c a ch n th ng có th ể

ẹ ặ ặ ộ ươ ị ả ấ ượ ề nh  ho c n ng tác đ ng lên các x ng đã b  gi m v  ch t l ứ   ng và s c

ủ ạ ươ ẽ ữ ậ ộ ặ ặ ố m nh c a x ng. M c dù có m i liên quan ch t ch  gi a m t đ  khoáng

ế ố ơ ọ ề ơ ủ ươ c a x ư ng và nguy c  GX nh ng cũng có nhi u y u t c  h c khác cũng

ế ị ủ ươ ứ ạ ọ ơ đóng vai trò quan tr ng quy t đ nh s c m nh c a x ệ   ng và nguy c  tuy t

ậ ấ ộ ượ ố đ i gây GX. Do v y r t khó đánh giá m t cách chính xác và l ng hóa

ượ ấ ơ ố ộ ươ đ ồ c nguy c  GX: bao g m t c đ  tái c u trúc x ng, k t c u c a x ế ấ ủ ươ   ng

ỏ ươ ươ ủ ươ ố x p, v  x ộ ầ ủ ng và đ  d y c a bè x ạ ng, hình d ng c a x ng, và các ch ỉ

ề ấ ượ ư ậ ứ ươ ố ế ấ ủ ươ s  k t c u c a x ng. Nh  v y, các nghiên c u v  ch t l ng x ng cho

ủ ả ấ ươ ủ ả ạ ươ ậ ộ th y gi m m t đ  khoáng c a x ứ ng và gi m s c m nh c a x ng là

ố ươ ổ ươ ầ nguyên t gây GX do loãng x ng. Ngã, t n th ề ng ph n m m và h  c ệ ơ

ươ ế ố ệ ơ ả ủ ươ x ng là y u t b nh sinh c  b n c a GX do loãng x ng.

ộ ế ố ụ ữ ệ Ph  n  không sinh con, là m t y u t ơ  nguy c  cho GX. Vi c sinh n ở

ỉ ố ứ ườ ự ẻ không ch  t ẻ t cho s c kho  mà còn tăng c ng s  d o dai cho b  x ộ ươ   ng

ả ủ c a ph  n ứ ủ ụ ữ [109]. Nghiên c u c a chúng tôi (B ng 3. ố   ấ 29) cho th y nhóm đ i

ự ấ ầ ớ ượ t ng không có con có t ỷ ệ  l GX g p 3,5 l n so v i nhóm có con và s  khác

ệ bi ố   t có ý nghĩa th ng kê, p< 0,05.

ề ử ề ử ế Ti n s  té ngã và ti n s  gia đình GX có liên quan đ n GX. Nhóm

ề ử ề ử ấ ầ ti n s  té ngã có t ỷ ệ  l GX cao g p 2,6 l n nhóm không có ti n s  té ngã

ả ự ệ ề ử ố (b ng 3.32) , và s  khác bi t có ý nghĩa th ng kê, p< 0,05. Nhóm ti n s  gia

ề ử ơ đình GX có t ỷ ệ  l ầ    GX cao h n nhóm không có ti n s  gia đình GX 6,8 l n

107

ả ố ườ ề ử (b ng 3.33) , có ý nghĩa th ng kê, p< 0,05. Ng i có ti n s  té ngã th ườ   ng

ươ ế ả ươ ư ậ có khung x ng y u, MĐX gi m và t ỷ ệ  l loãng x ng cao, nh  v y, GX

ườ ớ ỷ ệ ấ ơ ươ th ng g p ặ ở ố ượ  đ i t ng này v i t l cao h n. C u trúc x ộ ng, đ  kho ẻ

ươ ủ ế ậ ườ ề ử ủ c a x ộ ng liên quan đ n ch ng t c và gia đình, do v y ng i ti n s  gia

ặ ỷ ệ ươ ườ đình GX cũng g p t l loãng x ơ ng cao h n nhóm ng i không có ti n s ề ử

gia đình GX.

ự ơ ươ 4.3.2. D  báo nguy c  gãy x ng đùi theo mô hình Frax và Garvan

ố ượ ứ Trong nghiên c u này, chúng tôi không theo dõi các đ i t ng theo

ể ướ ờ ể ớ ỉ th i gian, nên không th c tính t ỷ ệ  l ề    GX m i, mà ch  có th  đánh giá ti n

ượ ố ượ ử s  GX cá nhân. Chúng tôi quan sát đ c 30 đ i t ng (14,6%) có ti n s ề ử

ộ ố ế ố ặ ế ươ GX. M c dù m t s  y u t liên quan đ n loãng x ng cũng có liên quan

ề ử ư ấ ồ ươ ế đ n ti n s  GX, nh ng phân tích h i qui logistic cho th y loãng x ng là

ề ử ệ ấ ơ ế ố y u t ế  nguy c  duy nh t có liên quan đ n ti n s  GX. Phát hi n này cho

ấ ươ ế ố ự ế ể ầ ấ th y loãng x ng là y u t ế    "g n nh t" và có th  liên quan tr c ti p đ n

ố ượ ướ GX. Tuy nhiên, vì các đ i t ị ng này b  GX tr ộ   c khi đo MĐX, nên m t

ả ả ễ di n gi i khác là GX là nguyên nhân làm suy gi m MĐX và tăng nguy c ơ

ươ ệ ể loãng x ả ữ   ị ng. Chúng tôi không th  xác đ nh nguyên nhân và h  qu  gi a

ố ươ ế ế ứ ắ ệ m i liên h  loãng x ng và GX vì thi t k  nghiên c u c t ngang.

ủ ứ ữ ặ ộ ọ ỏ M t trong nh ng câu h i quan tr ng c a nghiên c u là gánh n ng GX

ố ệ ề ỷ ệ ộ ồ trong c ng đ ng. Tuy nhiên, vì chúng tôi không có s  li u v  t l ớ    GX m i,

ả ứ ượ ể ụ nên ph i  ng d ng mô hình tiên l ng Garvan và FRAX đ  đánh giá qui

ệ ồ ộ ỉ mô GX trong c ng đ ng. Trong khi mô hình FRAX ch  phát hi n 7,3% ph ụ

ơ ươ ụ ữ ạ ậ ữ n  có nguy c  gãy x ng cao, mô hình Garvan nh n d ng 60% ph  n  có

ấ ằ ơ nguy c  GX cao (xác su t GX 10 năm trên 20%). Chúng tôi cho r ng ướ   c

ự ế ơ ủ ớ ợ tính c a mô hình Garvan phù h p v i th c t ứ   ộ  h n. Theo m t nghiên c u

ướ ụ ữ ổ ở ơ ọ ờ tr c đây [120].  ph  n  tu i 60 tr  lên có nguy c  GX tr n đ i là 65%.

108

ủ ố ượ ứ ổ ứ Trong nghiên c u chúng tôi, tu i trung bình c a đ i t ng nghiên c u là 66,

ọ ơ ờ ạ ớ và do đó nguy c  GX tr n đ i còn l ấ i 60% là khá nh t quán v i th c t ự ế

ệ ể ầ ấ ấ ố ọ trong qu n th  dân s . Phát hi n này r t quan tr ng, vì nó cho th y qui mô

ở ụ ữ ố GX ễ    ph  n  sau MK là khá cao và trong tình hình lão hoá dân s  đang di n

ướ ươ ẽ ở ặ ộ ắ ra kh p n c, loãng x ng và GX s  tr thành m t gánh n ng cho h ệ

ố ế ố th ng y t qu c gia.

ơ ươ ­ D  ự báo nguy c  cao gãy x ng đùi theo tu iổ

ườ ứ ề ổ ơ ổ Ng i càng cao tu i thì nguy c  GX càng nhi u, c  tăng 5 tu i thì

ằ ơ tăng nguy c  GX 1,8 l n ầ [65]. Theo Kung A.W.C. và cs (2007) cho r ng ph ụ

ổ ự ơ ữ n  sau MK, tăng 10 năm tu i d  đoán nguy c  GX tăng  2,2 l n ầ [121].

ứ ả ự ị ượ Trong nghiên c u chúng tôi (B ng 3.3 5) d  báo giá tr  tiên l ủ   ng c a

ơ ổ mô hình FRAX nguy c  cao GX theo nhóm tu i là 5,9%,1,6% và 19,7% t ươ   ng

ứ ộ ổ ổ ổ ộ ổ   ng đ  tu i < 60, 60 – 69 tu i và ≥ 70 tu i. Mô hình Garvan , theo đ  tu i <

ừ ổ ừ ổ ở 60 là 5,9%, t 60 – 69 tu i là 53,1% và t 70 tu i tr  lên là 86,9%. ư ậ   Nh  v y,

ự ế ơ ủ ề ầ ớ ự d  báo c a mô hình Garvan g n v i th c t h n mô hình FRAX, đi u này

ộ ố ủ ậ ợ ớ ị cũng phù h p v i nh n đ nh c a m t s  tác gi ư ậ   ả [89], [122], [123]. Nh  v y

ủ ả ầ ơ ộ ị ể đ  xác đ nh nguy c  cao GX c a m t cá nhân, bác sĩ c n ph i tham kh o c ả ả

ỉ ộ ứ ả hai mô hình ch  không ph i ch  m t mô hình.

ự ị ượ ươ ­ D  báo giá tr  tiên l ơ ng nguy c  cao gãy x ng đùi theo BMI

ụ ữ ự ế ằ Theo Kanis J.A. (2008) cho r ng ph  n  thi u cân d  báo nguy c ơ

ị ự ế ố ề ế ẽ cao GX và giá tr  d  báo s  tăng n u có nhi u y u t ứ    lâm sàng. Ông ch ng

2  giá tr  d  báo GX 1,3%, thêm m t ộ

ụ ữ ị ự ổ minh ph  n  65 tu i có BMI<20kg/m

ừ ế ố ế ớ ế ố y u t ị  lâm sàng giá tr  tiên đoán GX t 1,7% đ n 3,2% v i sáu y u t lâm

ị sàng giá tr  tiên đoán 30% [124].

ự ứ ả Theo nghiên c u chúng tôi, (B ng 3.38) d  đoán mô hình FRAX d ự

ở ụ ữ ế ơ báo ph  n  thi u cân nguy c  cao 40,0% (p<0,05). Mô hình Garvan d ự

109

ư ậ ế ố ữ ế ộ ị ự báo là 80%. Nh  v y, thi u cân là m t trong nh ng y u t có giá tr  d  báo

ơ nguy c  cao GX [72], [121], [125].

ự ơ ươ ­ D  báo nguy c  cao gãy x ề ử ng theo ti n s  té ngã

ộ ế ố ả ơ Té ngã là m t y u t nguy c  cho GX, vì kho ng 90% BN gãy CXĐ

là do té ngã [126].

ườ ứ Trong nghiên c u chúng tôi ( ả b ng 3.3 7) có 168 ng i không té ngã,

ườ ề ử ị ự 38 ng ề ử   i có ti n s  té ngã. Mô hình FRAX giá tr  d  báo nhóm có ti n s  té

ư ậ ự ơ ngã 21,0% nguy c  cao. Mô hình Garvan d  báo là 97,3%. Nh  v y mô hình

ị ự ơ ớ ợ ứ   Garvan giá tr  d  báo cao h n mô hình FRAX cũng phù h p v i nghiên c u

ự ằ ơ Billington E.O. và cs (2016) cho r ng, mô hình Garvan d  báo nguy c  GX

ề ử ụ ữ ơ ph  n  có ti n s  té ngã cao h n mô hình F RAX 3 l n ầ [122].

ầ Theo Chen P. và cs (2010) tiên đoán GX trên 3 l n té ngã theo mô hình

FRAX 10%, mô hình Garvan 50% [79]. Van Geel T.A.và cs (2010) khi xem

ố ầ ự ầ ầ ầ ặ xét s  l n té (1 l n, 2 l n ho c 3 l n té ngã) mô hình Garvan d  báo nguy

ố ầ ơ c  gãy CXĐ tăng theo s  l n té ngã (9,4%, 13,3% và 18,5%) mô hình FRAX

ự ầ ơ dù bao nhiêu l n té ngã cũng d  báo nguy c  GX 7,4% ự [127]. S  khác bi ệ   t

ế ố ế ố ầ này cũng do mô hình FRAX không xem xét đ n y u t té ngã và s  l n té

ư ậ ế ố ự ơ ề ử ngã. Nh  v y, ti n s  té ngã là y u t ọ  nguy c  quan tr ng d  đoán nguy c ơ

GX.

ự ơ ươ ề ử ­ D  báo nguy c  cao gãy x ng đùi theo ti n s gia đình gãy

ươ ươ x ề ử ng, ti n s   gãy x ng.

ề ử ả ứ Ti n s  gia đình GX (B ng 3. 38), nghiên c u chúng tôi có 22 ph  n ụ ữ

ề ử ự ơ có ti n s  gia đình GX, FRAX d  báo nguy c  cao GX là 45,5% . Garvan d ự

ề ử ơ đoán nguy c  cao là 100% Theo Billington E.O. và cs (2016) ti n s  gia đình

ế ố ả ưở ự ế ớ ơ GX là y u t nh h ng l n trong d  báo nguy c  GX, n u lo i b  y u t ạ ỏ ế ố

110

ơ ừ ự ả này trong mô hình FRAX thì gi m d  báo nguy c  t ộ    1,5 ­ 4,3% trên m t

ph  n ụ ữ [122].

ị ự ủ So sánh giá tr  d  báo c a hai mô hình FRAX và Garvan

ị ủ ự ứ ệ ộ ọ ấ   M t phát hi n quan tr ng và thú v  c a nghiên c u này là s  nh t

ữ ị ượ ứ ề ị ỉ quán gi a giá tr  tiên l ị ng GX và ch  đ nh đi u tr . Trong nghiên c u chúng

ố ượ ề ử ố ượ ặ ươ tôi, có 30 đ i t ng có ti n s  GX ho c 23 đ i t ng loãng x ng, và theo

ồ ệ ố ượ ố ỉ ị ị phác đ  hi n hành các đ i t ố   ề ng này có ch  đ nh đi u tr . Trong s  30  đ i

ề ữ ệ ề ỉ ị ị ượ t ng ti n s  GX có ch  đ nh đi u tr , mô hình Garvan phát hi n 90% (n =

ư ấ ơ ơ 27) có nguy c  cao (xác su t GX đùi 10 năm h n 3%), nh ng mô hình

ệ ơ ỉ ươ ự FRAX phát hi n ch  30% (n = 9) có nguy c  cao. T ng t , 23 đ i t ố ượ   ng

ươ ư ệ loãng x ng mô hình Garvan phát hi n 100% (n=23), nh ng mô FRAX phát

ậ ằ ế ệ ơ hi n 60,9% (n=14) nguy c  cao. Do đó, chúng tôi k t lu n r ng mô hình

ị ơ ề ế ả ấ ớ ỉ ị Garvan cho ra k t qu  nh t quán v i ch  đ nh đi u tr  h n mô hình FRAX

ề ề ử ứ ơ Có nghiên c u khác v  ti n s  GX, mô hình FRAX báo nguy c  GX

ế ấ ầ l n ti p theo là trên 5%, mô hình Garvan là  trên 20% ( g p 4 l n) ầ [75] cũng

ả ớ ụ ữ ố có tác gi m i đây Billington E.O và cs (2016) công b  ph  n  có ti n s ề ử

ự ầ ơ ơ GX, d  báo nguy c  GX l n sau theo mô hình Garvan cao h n mô hình Frax

ấ g p 6 l n ầ [122].  Theo Pluskiewicz W. và cs (2010) mô hình FRAX, đ iố

ề ử ự ầ ơ ượ t ng có ti n s  GX d  báo nguy c  GX toàn thân 1,76 l n, gãy CXĐ 2

ầ ự ầ l n. Mô hình d  báo 11 l n ( ầ GX toàn thân) và 4,5 l n GX đùi [128]. Theo

ự ố ầ   Van Geel T.A. và cs (2010) d  báo GX đùi, mô hình Garvan tăng theo s  l n

ầ ầ ầ GX (1 l n, 2 l n và 3 l n) 14,4 %, 26,6 % và   42,1%, trong khi mô hình

ề ử ố ầ ế ỉ FRAX n u ti n s  có GX dù bao nhiêu s  l n GX cũng ch  tăng nguy c ơ

GX11% [129].

ơ Theo Chen P. và cs (2016) đánh giá nguy c  GX mô hình FRAX và

ơ ự ế ố ự Garvan. Mô hình FRAX d  báo nguy c  d a vào các y u t lâm sàng, càng

111

ế ố ề ế ố ự ơ ơ nhi u y u t lâm sàng > 4 y u t thì d  nguy c  GX cao h n mô hình

ế ố ơ ớ Garvan, v i 6 y u t lâm sàng mô hình FRAX tiên đoán nguy c  GX 60%,

ố ầ mô hình Garvan 30%. Ngoài ra,  mô hình Garvan xem xét s  l n té ngã và s ố

ướ ề ử ự ế ặ ầ ầ ầ l n GX tr ầ c đó, n u ti n s  GX (1l n, 2 l n ho c 3 l n) thì d  đoán nguy

ế ố ặ ơ c  GX càng tăng >15%, 20%, trên 25% ho c có y u t ầ   ầ  té ngã (1l n, 2 l n

ự ầ ặ ơ ho c 3 l n) thì d  đoán nguy c  GX tăng >20%, 30%, trên 40%, trong khi

ế ố ề đó mô hình FRAX không xem xét hai y u t ự    này. Đi u này, có ý nghĩa th c

ế ố ớ ở ệ ế t đ i v i bác sĩ Vi ề ử t Nam, là n u BN có ti n s  té ngã thì không nên

ư ế dùng mô hình FRAX, mà nên dùng mô hình Garvan; nh ng n u BN không

ề ử ụ ư ề ể ả ầ ả   có ti n s  té ngã thì c  hai mô hình đ u có th  áp d ng, nh ng c n ph i

ơ ư l u ý nguy c  GX i cao tu i

ế ủ ề ữ ể ở ườ ổ [79].   ng (cid:0) Nh ng đi m h n ch  c a đ  tài. ạ

ả ặ ố ả ả ủ ủ ứ ế ầ K t qu  c a nghiên c u này c n ph i đ t trong b i c nh c a m t s ộ ố

ể ệ ư ứ ế ể ạ ạ ộ ứ   đi m m nh và h n ch  nh  sau. Nghiên c u này th  hi n m t nghiên c u

ệ ố ầ ở ế ố ể có h  th ng đ u tiên Kiên Giang đ  đánh giá các y u t ơ  nguy c  và qui

ứ ượ ộ ồ ế ế ắ mô GX trong c ng đ ng. Nghiên c u đ c thi t k  theo mô hình c t ngang,

ầ ế ể ầ ố ươ ớ ố ỡ ẫ v i s  c  m u c n thi t đ  đánh giá t n s  loãng x ng. Ngoài ra, chúng

ượ ể ẩ ẩ ươ tôi dùng máy DXA, đ c xem là chu n vàng, đ  ch n đoán loãng x ng, và

ả ủ ứ ứ ề ớ ướ ấ ế k t qu  c a nghiên c u khá nh t quán v i nhi u nghiên c u tr c đây.

ể ượ Chúng tôi có th  so sánh hai mô hình tiên l ng Garvan và FRAX trong

ộ ợ ứ ẫ ộ ế ể ớ cùng m t m u nghiên c u, và đó là m t l i th  đáng k  so v i các nghiên

ế ớ ứ c u khác trên th  gi i.

ứ ữ ể ạ ạ Tuy nhiên, bên c nh nh ng đi m m nh trên, nghiên c u cũng có vài

ứ ắ ứ ế ấ ộ ạ h n ch . Th  nh t, đây là m t nghiên c u c t ngang, nên chúng tôi không

ể ậ ượ ố ể ẩ ờ ộ ớ ị th  thu th p đ c s  ca GX m i trong m t th i gian, đ  th m đ nh tính

ư ủ ợ h p lý c a hai mô hình Garvan và FRAX. Nh ng thay vào đó, chúng tôi

112

ể ướ ứ ồ ộ dùng hai mô hình này đ c tính qui mô GX trong c ng đ ng. Th  hai,

ỉ ự ữ ớ ứ ệ ữ ệ nghiên c u ch  th c hi n trên n  gi i, nên chúng tôi không có d  li u cho

ớ ở ớ ế ầ ổ ộ ồ nam gi i. GX nam gi ố   i chi m g n 1/3 t ng s  GX trong c ng đ ng, và

ế ố ơ ở ớ ớ ữ ớ ế ả các y u t nguy c  GX nam gi i khác v i n  gi i; do đó k t qu  này có

ụ ể ể ớ ứ ả th  không th  áp d ng cho nam gi i. Th  ba, chúng tôi không có kh  năng

ể ươ ể (kinh phí) đo các marker chu chuy n x ng và các hormone đ  đánh giá

ữ ố m i liên quan gi a các marker và MĐX.

113

Ậ Ế K T LU N

ứ ặ ể ươ ế Nghiên c u đ c đi m MĐX, t ỷ ệ  l loãng x ng cùng các y u nguy c ơ

ươ ự ơ loãng x ng, GX và d  báo nguy c  cao GX theo mô hình FRAX và mô

ố ượ ụ ữ ổ ổ hình Garvan trên 206 đ i t ấ   ng ph  n  MK, tu i trung bình 66,8 tu i, th p

ộ ố ế ấ ấ ậ ổ nh t là 48 và cao nh t là 85 tu i, chúng tôi rút ra m t s  k t lu n sau:

ủ ươ ả ị ậ ộ 1. Kh o sát m t đ  khoáng c a x ng, xác đ nh t ỷ ệ  l loãng x ươ   ng,

ế ố ơ ủ ố ượ ứ cùng các y u t nguy c  c a các đ i t ng nghiên c u

ỉ ố ủ ự ệ   ẩ + D a vào ch  s  T và tiêu chu n c a WHO, chúng tôi phát hi n

ụ ữ ị ươ ế ươ ỷ ệ 11,2% ph  n  MK b  loãng x ng, và 34% thi u x ng. T  l này khá

ứ ở ồ ồ ớ ố ươ t ộ ố ng đ ng v i m t s  nghiên c u H ng Kông và Hàn Qu c.

ế ố ế ươ ổ ồ + Các y u t có liên quan đ n loãng x ậ   ng bao g m cao tu i, ch m

ế ố ờ có kinh, và th i gian MK kéo dài. Ngoài ra, các y u t khác cũng có tác

ươ ề ử ấ ế ộ đ ng đ n loãng x ề   ng là BMI th p, không sinh con, ti n s  té ngã và ti n

ử s  gia đình GX.

ế ố ị ươ ự ơ 2. Xác đ nh các y u t ơ  nguy c  gãy x ng, d  đoán nguy c  gãy x ươ   ng

theo mô hình FRAX và Garvan

ủ ố ượ ự ứ ệ D a vào khai báo c a đ i t ng nghiên c u, chúng tôi phát hi n 30

ề ử ế ả ậ ố ượ đ i t ng (14,6%; kho ng tin c y 95% 10,4 đ n 20%) có ti n s  GX trong

ế ố ử ế ề ồ vòng  5  năm.  Các   y u  t có  liên  quan   đ n  ti n  s  GX  bao  g m:  loãng

ươ ề ử ề ử x ng, không sinh con, ti n s  té ngã và ti n s  GX trong gia đình v i ớ  tỷ

ế ố ữ ượ l ệ ầ ượ  l n l t là 40%, 23,3%, 33,3% và 33,3% là nh ng y u t đã đ c xác

ớ ị đ nh có liên quan có ý nghĩa v i GX

ự ơ ươ *D  đoán nguy c  gãy x ng theo mô hình Garvan và mô hình FRAX

ượ ữ ị + Giá tr  tiên l ng GX gi a mô hình FRAX và Garvan có m i t ố ươ   ng

ươ ự ố quan t ng đ i cao (r = 0.7). Tính chung, mô hình FRAX d  báo có 7,3% có

114

ự ư ơ ơ nguy c  GX cao, nh ng mô hình Garvan d a báo 59,2% có nguy c  gãy

ươ x ng cao.

ự ự ẩ ơ + D a vào tiêu chu n nguy c  GX ≥20%, mô hình Garvan d  báo có

ự ơ ỉ 59% (122 trên 206) có nguy c  GX cao. Mô hình FRAX d  báo ch  7% có

ơ nguy c  cao (15 trên 206).

ề ử ự + Trong nhóm ti n s  té ngã, mô hình Garvan d  báo 97,3% (37/38),

ế ố ư ự ế ấ ả nh ng mô hình FRAX d  báo 21% (8/38). K t qu  cho th y y u t té ngã

ự ấ ọ ơ quan tr ng trong d  đoán nguy c  GX r t cao.

115

Ế Ị KI N NGH

ừ ữ ế ế ậ ị T  nh ng k t lu n trên, chúng tôi ki n ngh :

ớ ố ượ ứ ầ ấ ộ ố 1. C n có m t nghiên c u qui mô c p qu c gia v i s  l ỡ ẫ ớ   ng c  m u l n

ể ể ẫ ạ ọ ơ   ệ và cách ch n m u mang tính đ i di n cao đ  có th  đánh giá đúng h n

ươ ở ệ ệ ề v  qui mô b nh loãng x ng Vi t Nam.

ế ượ ầ ươ ấ 2. C n   có   chi n   l ừ c   phòng   ng a   loãng   x ị   ố ng   c p   qu c   gia   và   đ a

ươ ộ ố ế ố ể ằ ơ ph ng b ng cách ki m  soát  m t s  y u t nguy c  cao gây gãy

ươ ệ ạ ươ ở ụ ữ x ặ ng đ c bi t tình tr ng loãng x ng nhóm ph  n  mãn kinh, đ ể

ươ ố ượ ả gi m t ỷ ệ  l gãy x ng cho các đ i t ng này.

ệ ề ộ ượ ươ ư 3. Trong đ u ki n ch a có m t mô hình tiên l ng gãy x ng cho Vi ệ   t

ờ ử ụ ể ạ ể ượ Nam, có th  t m th i s  d ng mô hình Garvan đ  tiên l ng nguy c ơ

ổ ươ ở ố ượ ể ả gãy c  x ng đùi sau 10 năm các đ i t ố   ng, đ  c nh báo các đ i

ượ ề ươ t ng v  tình hình gãy x ng.

116

Ố Ế Ứ Ụ Ả DANH M C CÁC CÔNG B  K T QU  NGHIÊN C U

Ủ Ậ Ề C A Đ  TÀI LU N ÁN

ế ặ ậ ộ ứ ệ

1. Thái Vi

ủ   t T ng, Đoàn Văn Đ  (2018).  Nghiên c u m t đ  khoáng c a

ươ ươ ươ ế ố x ng, t ỷ ệ  l loãng x ằ ng b ng ph ng pháp DEXA và các y u t nguy

ươ ở ụ ữ ạ ọ ệ t Nam ơ c  loãng x ng ph  n  trên 40 tu i ổ . T p chí Y h c Vi , 465 (2):

24­27

ế ặ ệ ạ

2. Thái Vi

t T ng, Ph m Thanh Bình, Đoàn Văn Đ  (2018). Investigation of

fracture   rate,   fractural   risk   factor   due   to   osteoporosis   and   predicting

ượ ạ ọ fracture risk by Frax and Garvan models. T p chí Y D c h c Quân s ự,

43( 2): 122­127.

108

Ả Ệ TÀI LI U THAM KH O

ễ ễ ấ ươ

1.

ng: Nguy n   Văn   Tu n,   Nguy n   Đình   Nguyên   (2007). Loãng   x

ọ ề ẩ ị nguyên nhân, ch n đoán đi u tr , phòng ng a, ừ   NXB Y h c, Tp H ồ

Chí Minh.

2.

Vu Thi Thu Hien, Nguyen Cong Khan, Nguyen Thi Lam, et al. (2005)

Determining the prevalence of osteoporosis and related factors using

Quantitative Ultrasound in Vietnamese adult women, Am J Epidemiol.,

161:824­830.

ặ ồ ộ ố ứ

3.

Đ ng H ng Hoa (2008). ắ    Nghiên c u MĐX vùng CXĐ, c t s ng th t

ươ ở ườ ế ậ ỏ ằ ư l ng b ng ph ng pháp DEXA ng i kh e m nh ạ , Lu n án Ti n sĩ

ệ ọ ọ Y h c, H c vi n Quân y.

ụ ạ ạ ồ ọ ố ị

4.

H  Th  Th c Lan, Ph m Ng c Hoa, L i Qu c Thái, và cs. (2011).

ẩ ươ ưở ủ ế Th i sờ ự Ch n đoán loãng x Ả ng:  nh h ị ng c a giá tr  tham chi u,

Y h cọ  (57), 1­10.

ứ ế ạ ị ị

5.

ụ   Ph m Phan Đ ch, Tr nh Bình (2004). Mô liên k t chính th c ­ Mô s n

ọ ộ ­ Mô x ươ Mô h c,ọ  NXB Y h c, Hà N i, 172­188. ng.

ứ ạ ị ộ

6.

Ph m Th  Minh Đ c (2007). ế Sinh lý h c,ọ   NXB Y t. Sinh lý n i ti

ộ ọ h c, Hà N i, 287­334.

7.

Reid   D.M.   (2011).   Pathophysiology.   In:   Osteoporosis,   Published   by

Springer Healthcare Ltd, Gray’s Inn road, London, 13­22.

8.

Kini   U.,   Nandeesh   B.N.   (2012).   Physiology   of   bone   formation,

remodling and Metabolise. In: Radionuclide and Hybrid Bone Imaging,

Springer­Verlag Berlin Heidelberg, 29­57

9.

Ferrari   S.,   Ringe   J.D.   (2010).   Pathophysiology   of   postmenopausal

osteoporosis.  In:   Atlas   of   postmenopausal   osteoporosis,   3rd   edition,

109

Published by Current medicine Group Ltd, Gray’s Inn road, London, 1­

30.

ụ ễ ấ ồ ọ ị

10.

H   Th   Th c   Lan,   Nguy n   Văn   Tu n   (2011).   Sinh   lý   h c   loãng

ươ ờ ự Th i s  Y h c, x ng. ọ  (62): 22­28.

11. Manolagas   S.C,   Rosen   C.J,   Mulder   J.E.   (2012).   Pathogenesis   of

osteoporosis. Literature review current though: 11: 1­11

12.

Simon L.S. (2007). Osteoporosis.  Rheumatic disease clinics of north

America, 33: 149­176.

13.

Bonjour J.P., Ferrari S., Rizzoli R., et al.  (2009). The importance and

relevance of peak bone mass in the prevalence of osteoporosis,  Salud

publica Mex, 51 (Suppl 1): S5­S17.

14.

Boivin   G.,   Meunier   P.I   (2003).  Methodological   considerations   in

measurement   of   bone   meneral   content.   Osteoporos   int,   14   (suppl

5):S22­S28.

15.

Rockville (2004). Diseases of bone. In: Bone Health and Osteoporosis:

A   report   of   the   Surgeon  General  (Rockville   ed),   U.S   deparment   of

health and human services, Office of the Surgeon General :17­38.

16.

Sandhu   S.K.,   Hampson   G.   (2011).   The   pathogenesis,   diagnosis,

investigation and management of osteoporosis,  J clin pathol, 64:1042­

1050.

17.

Targownik L.E., Bernstein C.N., Leslie W.D. (2014). Risk factors and

management   of   osteoporosis   in   inflammatory   bowel   disease.   In:

Osteoporosis   in   inflammatory   bowel   disease  (Targownik   et   al,   ed),

Curr  Opin Gastroenterol ,30: 168­174.

18. Walsh   J.S.,   (2014).   Normal   bone   physiology,   remodelling   and   its

hormonal regulation. Elsevier Ltd. All rights reserved, 33 :11­23

110

19.

Dallas   S.L.,   Prideaux   M.,   Bonewald   L.F.   (2013).   The   Osteocyte:an

endocrine cell and more. Endocrine reviews.67: 453­467.

20.

Langdahl B., Ferrari S., Dempster D.W. (2016).  Bone modeling and

remodeling:   potential   as   therapeutic   targets   for   the   treatment   of

osteoporosis. Therapeutic advances in musculoskeletal disease 2: 1­11

21. Murshed M., (2018). Mechanism of bone mineralization.  Cold spring

harbor perspectives in medicine; 1:1­12.

22.

Finkelstein   J.C.,   Rosen   C.J.,   Mulder   J.E.   (2013).   Epidemiology   and

etiology   of   osteoporosis   in   men.  Literature   review   current   through.

1:1­15.

23.

Seibel M.J.,   Cooper  M.S.,  Zhou H.  (2013).  Glucocorticoid­  induced

osteoporosis:   mechanisms,   management,   and   future   perspectives,.

Lancet Diabetes Endocrinol., 1:59­70.

24.

Kanbur N., Oderman O., Kinil E. (2005). The relationships between

pubertal   development,   IGF­1   axis,   and   bone   formation   in   healthy

adolescents. J bone miner metab., 23:76­83.

25.

Canalis E. (2008).  Skeletal growth factors. In:  Osteoporosis, (Marcus

R, ed), 3rd edition, Elsevier Inc, 529­546.

26.

Trippel S.B. (2005). Growth factor regulation of ostrogenesis. In: Bone

regeneration and repair: Boilogy and clinical application, (Lieberman

JR, ed),Humana Press Inc, 113­128.

27.

Harlow S.D., Gass M., Hall J.E.,  et al. (2001). Executive summary:

Stages of Reproductive Aging Workshop (STRAW). Fertil. Steril. 76,

874–878.

ế ướ ề ẫ ố ị

28.

H ng d n qu c gia v  các d ch v ụ ộ B  Y t ổ  (2016), Tu i mãn kinh,

ứ ỏ ộ chăm sóc s c kh e sinh s n ả , Hà N i, tr.197 – 199.

111

29.

Schoenaker   D.   A., Jackson   C.   A., Rowlands   J.   V.,   et   al.   (2014).

Socioeconomic   position,   lifestyle   factors   and   age   at   natural

menopause: a systematic review and meta­analyses of studies across

six continents. Int. J. Epidemiol. 43, 1542–1562.

30.

Colditz G. A., Willett W.C., Stampfer M.,  et al .(1987). Menopause

and   the   risk   of   coronary   heart   disease   in   women. N.   Engl.   J.

Med. 316, 1105–1110.

31.

Anasti J. N., Kalantaridou S. N., Kimzey, L. M., et al. (1998). Bone

loss   in   young   women   with   karyotypically   normal   spontaneous

premature ovarian failure. Obstet. Gynecol.91, 12–15.

32. Murabito J. M., Yang Q., Fox C., et al. (2005). Heritability of age at

natural   menopause   in   the   Framingham   Heart   Study. J.   Clin.

Endocrinol. Metab. 90, 3427–3430.

33.

He   C.,   kraft   P.,   Chen   C.,   et   al.   (2009). Genome­wide   association

studies   identify   loci   associated   with   age   at   menarche   and   age   at

natural menopause. Nat. Genet. 41, 724–728 (2009);

34.

Stolk L., Zhai G., Meurs J.B.J.V., et al. (2009).  Loci at chromosomes

13,   19   and   20   influence   age   at   natural   menopause. Nat.   Genet. 41,

645–647.

35.

Nejat E. J.,  Chervenak J. L. (2010).  The continuum of ovarian aging

and   clinicopathologies   associated   with the   menopausal

transition. Maturitas 66, 187–190.

36.

Bruin J. P., Bovenhuis H., Noord P.A.H.,  et al. (2001).  The role of

genetic factors in age at natural menopause. Hum. Reprod. 16, 2014–

2018.

112

37.

Shuster L. T., Rhodes D. J., Gostout B. S., et al. (2010). Premature

menopause   or early   menopause: long­term   health

consequences. Maturitas 65, 161–166.

38.

Davis S. R., Branco C.C., Chedraui P.,  et al.(2012).  Understanding

weight gain at menopause. Climacteric 15, 419–429.

39.

Tchernof   A., Despres   J.   P.   (2013).   Pathophysiology   of   human

visceral obesity: an update. Physiol. Rev. 93, 359–404 .

40.

Rocca W. A., Grossardt B. R., Miller V. M., et al.(2012).  Premature

menopause   or   early   menopause   and   risk   of   ischemic

stroke. Menopause 19, 272–277 ;

41.

De Villiers T. J., Pines A., Panay N.,   et al. (2013). Updated 2013

International   Menopause   Society   recommendations   on   menopausal

hormone therapy   and   preventive   strategies   for   midlife

health. Climacteric 16, 316–337.

ứ ầ ọ ệ ươ ở ườ

42.

B nh loãng x ng ng i cao tu i Tr n Đ c Th  (2005). ổ , NXB Y

ộ ọ h c, Hà N i.

43.

Brincat   S.D.,   Bincat   A.,   Agius   J.C.   (2016).   Overview   of   the

pathogenesis and management of postmenopausal osteoporosis. Journal

of the malta college of pharmacy practice. Issue 22.

44.

NIH  Consensus   Development   Panel   on   Osteoporosis   Prevention,

Diagnosis, and Therapy   (2001) Osteoporosis  Prevention, Diagnosis,

and Therapy, Consensus conference, 285 (6):785–95.

45.

Kanis   J.A.   (2010).   Osteoporosis. Journal   of   Medical   Sciences,

3(3):124­130.

46.

NIH Osteoporosis and related bone diseases national resource center

(2015). Osteoporosis Overview. NIH pub.No­AR­8004.

113

47.

Ebeling P.R. (2013). Secondary causes of osteoporosis: Bone diseases.

In: Osteoporosis: Diagnosis and management, (Stovall D.W, ed), first

edition, John Wiley & Sons, Ltd, 62­78.

48. Ward   L.,   Bachrach   L.K.   (2008).   Osteoporosis   in   childhood   and

adolescence.   In:  Osteoporosis, (Marcus R, ed), 3rd edition, Elsevier,

Elsevier Inc, 1095­1133.

49.

Ebeling P.R. (2008). Osteoporosis in men. The New England journal of

medicine, 358:1474­82.

50.

Nieves   J.W.   (2008).   Nonskeletal   Risk   Factors   for   Osteoporosis   and

Fractures. In:  Osteoporosis, (Marcus R, ed), 3rd edition, Elsevier Inc,

887­909.

51.

Kanis J.A., Johansson H., Oden A., et al.  (2004). A family history of

fracture and fracture risk: a meta –analysis. Bone 35, 1029­1037.

52.

Benito M., Vasilic B., Wehrli FW., et al. (2005). Effects of testosterone

replacement on trabecular architecture in hypogonadal men . Journal of

Bone Mineral Research, 20: 1785­91

53. WHO   Scientific   Group   (2003).   Diagnosis   and   assessment.   In:

Prevention and Management of Osteoporosis,  WHO Technical Report

Series 921, 53­85.

54.

Bonjour   J.P.,   Kraenzlin   M.,   Levasseur   R.,   et   al.  (2013).   Dairy   in

adulthood:   from   foods   to   nutrient   interactions   on   bone   and   skeletal

muscle   health.  Journal   of   the   American   College   of   Nutrition,   32:4,

251–263.

55.

Compston J.E., Flahive J., Hosmer D.W., et al. (2014). Relationship of

Weight, Height, and Body Mass Index With Fracture Risk at Different

Sites in Postmenopausal  Women: The Global  Longitudinal Study of

114

Osteoporosis   in   Women   (GLOW).  Journal   of   Bone   and   Mineral

Research, 29(2): 487–493.

56.

Asomaning K., Bertone­Johhnson E.R., Hooven F., et al. (2006). The

association   between   body   mass   index   and   osteoporosis   in   patients

referred for a bone mineral density examination,  Journal of women’s

health,15(9):1028­1034.

57.

Christopher   Nordin   B.E.   (2008).   Reflections   on   osteoporosis.   In:

Osteoporosis, (Marcus R, ed), 3rd edition, Elsevier Inc, 47­ 69.

58.

Kung A.W., Andrew Y.H (2005)  Determinants of peak bone mineral

density and bone area in young women. Journal of Bone and Mineral

Metabolism, 23: 470–475.

59.

Biot   K.,   Roux   R.   (2015).   Glucocorticoid­induced   oateoporosis.

Rheumatic & Musculoskeletal diseases;1:e000014

60.

Nguyen H.T.T., Schoultz B.V., Pham D.M.T., et al. (2009). Peak bone

mineral density in Vietnamese women. Arch osteoporosis, 4:9­15.

61.

Robbin   J.,   Aragaki   A.K.,   Kooperberg   C.,   et   al.  (2007).   Factors

associated with 5­ year risk of hip fracture in postmenopausal women.

American Medical Association, JAMA, 298(20):2389­2398.

62.

Dontas I.A., Yiannakopoulos C.K. (2007). Risk factors and prevention

of   osteoporosis­related   fractures.  J   Musculoskelet   Neuronal   Interact,

7(3):268­272.

63.

Chang K. P., Center J. R., T. V. Nguyen., et al. (2004). Incidence of hip

and   other   osteoporotic   fractures   in   elderly   men   and   women:   Dubbo

Osteoporosis Epidemiology Study. J Bone Miner Res, 19 (4): 532–536.

115

64.

Nguyen T.V (2018) Individualized fracture risk assessment: State­of­

the­art and room for improvement. Osteoporosis and sarcopenia 4: 2­

10.

65.

Taylor   B.C.,   Schreiner   P.J.,   Stone   K.L.,   et   al.   (2004)   Long­term

prediction of incident hip fracture risk in elderly white women: study of

osteoporotic fractures. J Am Geriatr Soc., 52:1479­1486.

66.

Stone K.L., Seeley D.G., Lui L.Y., et al. (2003). BMD at multiple sites

and risk of fracture of multiple types: long­term results from the Study

of Osteoporotic Fractures. Journal of Bone and Mineral Research, 18:

1947­1954.

67.

Nguyen N.D., Nguyen T.V., Frost S.A., et al. (2007). Development of a

nomogram   for   individualizing   hip   fracture   risk   in   men   and   women.

Osteoporosis Int., 18 (8): 1109­1117.

68.

Kanis J.A., Johnell O., Oden A., et al (2005). Smoking and fracture

risk: a meta­analysis. Osteoporos Int.,  16(2): 155–162.

69.

Silverman   S.L.,   Calderon   A.D.   (2010).The   utility   and   limitations   of

Frax: A US perspective. Curr Osteoporos Rep 8:192–197

70.

Van den Bergh J.P.W., Van Geel T.A.C.M., Lems W.F., et al.(2010)

Assessment   of   individual   fracture   risk:   Frax   and   beyond.  Curr

Osteoporos Rep  8:131–137.

71.

Unnanuntana   A.,   Gladnick   B.P.,   Donnelly   E.,   et   al.   (2010).   The

assessment of fracture risk. Journal of Bone and Joint Surgery, 92:743­

53

72. WHO   Scientific   Group   (2007).   Assessment   of   osteporosis   at   the

primary health care level. Report of a who scientific group.

116

73.

Nguyen N.D., Frost S.A., Center J.R., et al.  (2008). Development of

prognostic nomograms for individualizing 5­year and 10­year fracture

risks. Osteoporos Int., 19(10):1431­44.

74.

Odén A., McCloskey E.V., Kanis J.A., et al (2015).  Burden of high

fracture   probability   worldwide:secular increases   2010­2040.

Osteoporos Int., 1: 1­6

75.

Sozen   T.,   Ozisik   L.,   Basaran   N.C.   (2017).   An   overview   and

management of osteoporosis.  Europan Jounal of rheumatology.,4:46­

56.

76.

Hernlund E., Svedbom A., Ivergard M., et al.  (2013). Osteoporosis in

he   European   Union :   medical   management,   epidemiology   and

economic burden. Arch Osteoporosis.,8 :136.

77.

Cheung   C.L.,   Ang   S.B.,   Chadha   M.,   et   al.  (2018).   An   updated   hip

fracture   projection   in   Asia:   The   Asian   federation   of   osteoporosis

societies study. Osteoporosis and Sarcopenia., 1­6.

78.

Ballane G., Cauley J.A., Luckey M.M., et al. (2014). Secular tren ds in

hip fractures worldwide: Opposing trends east versus west. Journal of

bone and mineral research, 29 (8),:1745­1755.

79.

Chen P., Li Z., Hu Y. (2016). Prevalence of osteoporosis in China: a

meta­analysis and systematic review. BMC Public health., 16:1039.

80.

Lin   X.,   Xiong   D.,   Peng   Y.Q.,   et   al.  (2015).   Epidemiology   and

management of osteoporosis in the people’s repulic of China :current

perspectives. Clinical Intervention in aging., 10 :1017­1033.

81.

Sato M., Vietri J., Flynn J.A., et al. (2014). Treatment for osteoporosis

among women in Japan: associations with patient characteristics and

117

patient­reported outcomes  in the 2008­2011 Japan nation health and

wellness surveys. Journal of osteoporosis., 1: 1­10..

82.

Ha Y.C., Park Y.G., Nam K.W., et al. (2015). Trend in Hip fracture

incidence   and   mortality   in   Korea:   A   Prospective   cohort   study   from

2002 to 2011. J Korean Med Sci., 30:483­488.

83.

Goh   L.H.,   How   C.H.,   Lau   T.C.   (2014).   Male   osteoporosis:   clinical

approach   and   management   in   family   practice. Singapore   Med

J,55(7):353­357.

84.

Tan M.Z.W., Bee C.S., Chandran M. (2012).  A review of the 2008

Singapore   Ministry   of   health   clinical   practice   guidelines   on

osteoporosis and an update. JAFES, 27, (2): 159­169.

85. Watts   J.J.,   Abimanyi­Ochom   J.,   Sander   M.K.   (2012).   Osteoporosis

costing all Australians a new burden of disease analysis ­2012 to 2022.

Osteoporosis australia, Level 2, 255 Broadway, Glebe,NSW 2037

86.

Osteoporosis National action plan working group (20160, Osteoporosis

National action plan Sydney, 1:1­32

87.

Trémollieres F.A., Pouilles J.M., Drewniak N., et al.  (2010). Fracture

risk   prediction   using   BMD   and   clinical   risk   factors   in   early

posmennopausal women: Sensitivity of the WHO Frax tool. Journal of

bonne and mineral research, 25(5):1002­1009.

88.

Sornay­Rendu E., Munoz F., Delmas P.D., et al. (2010). The Frax tool

in   French   women:   How   well   does   it   describe   the   real   incidence   of

fracture in the OFELY cohort.  J Bone Miner Res., 25(10): 2101­7.

89.

Bolland M.J., Siu A.T.Y., Mason B.H., et al. (2011). Evaluation of the

FRAX and Garvan fracture risk calculators in older women.  J Bone

Miner Res., 26 (2):420­427.

118

ị ụ ứ ạ

90.

ộ ố Ninh Th  Nhung (2008). Nghiên c u tình tr ng LX và áp d ng m t s

ụ ữ ừ ệ ự ệ ổ ạ bi n pháp can thi p d  phòng cho ph  n  t 40­65 tu i t i Thái Bình

ệ ế ậ ọ ọ Lu n án Ti n sĩ Y h c, H c vi n Quân y.

ứ ươ

91.

ng và m t s  y u t ộ ố ế ố Vũ Đình Chính (1996).  Nghiên c u loãng x

ớ ươ ở ụ ữ ệ ố liên quan t i loãng x ng ẩ    ph  n  sau mãn kinh thu c huy n C m

ạ ọ ế ậ ộ ọ Bình ­ H i H ng ả ư . Lu n án Ti n sĩ Y h c, Đ i h c Y Hà N i.

ễ ấ ỷ ị

92.

ệ Vũ Th  Thu Thu , Đoàn Văn Đ , Nguy n Văn Tu n và cs. (2003)

Assessment   of   low bone  mass  in  Vietnamese:  comparison   of   QUS

calcaneal   ultrasonometer   and   data­derived   T­scores.  J   Bone   Miner

metab.,  21:114­119.

ễ ễ ọ ơ ọ ị

93.

Nguy n Th  Ng c Lan, Hoàng Hoa S n, Nguy n Vĩnh Ng c và cs.

ế ố ươ ở ệ ả (2015). Kh o sát y u t ơ  nguy c  loãng x ng ụ ữ  ph  n  Vi t Nam t ừ

ổ ở ứ ạ T p chí nghiên c u Y 50 tu i tr  lên và nam gi ớ ừ i t ổ ở  60 tu i tr  lên.

h cọ , 97(5):91­98.

94.

Frax   (2008).   Fracture   Risk   Assessment   tool.   Website   http://   www

.shef.ac.uk /FRAX .

95.

Garvan (2008). Fracture Risk Assessment calculator. Website http: //

garvan. Org.au/promotions/bonefracturerisk/calculation

96.

Suzanne H., Chen Y.M.,   Jean L.F.W. (2005).  Educational Level and

Osteoporosis   Risk     in     Postmenopausal   Chinese   Women.  American

Journal of Epidemiology,  161 (7) : 680 – 690.

97. Maddah M., Sharami S.H., Karandish M. (2011). Education difference

in the prevalence of osteoporosis in posmenopausal women: a study in

northern Iran, BMC public health,11:845.

119

98.

Allali F., Rostom S., Bennani  L., et al.  (2010).  Education level and

osteoporosis risk in postmenopausal Moroccan women: a classification

tree analysis. Clin Rheumatol, 29:1269­1275.

99. Mayer H.E., Berntsen G.K.R., Soggard A.J., et al. (2004). Higher bone

mineral density in rural compared with urban dwellers: The Norepos

study. American Journal of Epidemiology, 160 (11):1039­1046.

100. Søgaard   A.J.,   Gustad   T.K.,   Bjertness   E.,   et   al.   (2007).   Urban­rural

differences in distal forearm fractures: Cohort Norway. Osteoporos Int.,

18(8):1063­1072.

101. Matsuzaki M., Pant R., Kulkarni B., et al. (2015). Comparison of Bone

Mineral Density between Urban and Rural areas: Systematic review

and meta­analysis. PLoS ONE., 10(7):e0132239

102. Hassa H., Tanir H.M., Senses T., et al. (2005). Related factors in bone

mineral   density   of   lumbal   and   femur   in   natural   postmenopausal

women.  Arch Gynecol Obstet,  273: 86–89.

103. Karlsson   M.K.,   Nordqvist   A.,   Karlsson   C.   (2008).   Sustainability   of

exercise­inducced   increases   in   bone   density   and   skeletal   structure.

Food & nutrition research, 1:1­7.

104. Feskanich D., Willett W.C., Stampfer M.J., et al. (1997). Milk, dietary

calcium, and bone fractures in women: A 12 ­ year prospective study.

American Journal of Public Health, 87(6):992­997.

105. Feskanich D., Willett W.C., Colditz G.A. (2003). Calcium, vitamin D,

milk   consumption,   and   hip   fractures:   a   prospective   study   among

postmenopausal women.  American Journal Clinical Nutrition, 77:504­

511.

120

106. Hong H., Kim E­K., Lee J­S. (2013). Effects of calcium intake, milk

dairy product intake,and blood vitamin D level on osteoporosis risk in

Korean adults: analysis of the 2008 and 2009 Korea National Health

and   Nutrition   examination   survey.  Nutrition   research   and   practice.,

7(5):409­417.

107. Parker S.E., Troisi R., Wise L.A., et al. (2014). Menarche, Menopause,

years   of   Menstruation,   and   the   incidence   of   Osteoporosis:   The

Influence of Prenatal exposure to Diethylstilbestrol. J Clin Endocrinol

metab.,99(2):594­601.

108. Naves M., Diaz­López J.B., Gomez C., et al. (2005). Determinants of

incidence of osteoporotic fractures in female Spanish population older

than 50.  Osteoporos Int., 16:2013­2017.

109. Streeten EA., Ryan K.A.,McBride D.J., et al. (2005). The relationship

between parity and bone mineral density in women characterized by a

homogeneous lifestyle and high parity. J Clin Endocrinol Metab. 2005

Aug; 90 (8): 4536­41.

110. Elnefily R (2013). Determinants of Bone Mineral Density Changes in

Women Transitioning to menopause: A MONET group study, Canada

University, Ottawa, Canada.

111. Svejme O., Ahlborg H.G., Nilsson J­A. et al. (2012). Early menopause

and risk of osteoporosis, fracture and mortality: a34­year prospective

observational study in 390 women.  BJOG., 119:810­816

112. Lau E.M.C., Suriwongpaisal., Lee J.K. et al.  (2001).  Risk Factors for

Hip   Fracture   in   Asian   Men   and   Women:   The   Asian   Osteoporosis

Study. Journal of Bone and Mineral research., 16(3): 572­580

121

113. Habib J.L. (2012). Early menopause ups risk for osteoporotic fractures,

death.  Menopause, Osteoporosis, Integrative Medicine, 1:1­2.

114. Nguyen   N.D.,   Eisman   J.A.,   Tuan   V.   Nguyen.,   et   al.  (2007).   Risk

Factors for Fracture in Nonosteoporotic Men and Women. The Journal

of Clinical Endocrinology & Metabolism, 92(3):955–962.

115. Schousboe   J.T.,   Fink   H.A.,   Taylor   B.C.   et   al.   (2005)   Association

between self­reported prior wrist fractures and risk of subsequent hip

and   radiographic   vertebral   fractures   in   older   women:   A   Prospective

Study.  J Bone Miner Res., 20(1)100–106.

116. Kanis J.A., Johnell O., De Laet C. et al.  (2004). A meta­analysis of

previous fracture and subsequent fracture risk. Bone., 35:375­382.

117. Pisani   P.,   Renna   D.M.,   Conversano   F.   (2016).   Major   osteoporotic

fragility   fractures :   risk   factor   updates   and   societal   impact.  Wold

journal of orthopedics, 7(3) : 171­181.

118. Geraci A. (2012). Osteoporosis in Rheumatoid Arthritis. In:  Insights

and Perspectives in Rheumatology, (Harrison A, ed), IntechOpen, 75­

92.

119. Van   Staa   T.P.,   Geusens   .P.,   Bijlsma   J.W.J.,   et   al.  (2006).   Clinical

assessment of the long­term risk of fracture in patients with rheumatoid

arthritis. Arthritis & Rheumatism, 54(10): 3104­3112.

120. Nguyen N.D., Ahlborg H.G., Center J.C., et al.(2007) Residual lifetime

risk of fractures in women and men. J Bone Miner Res ;22(6):781­8).

121. Kung A.W.C., Lee   K.K., Ho A.Y.Y., et al. (2007). Ten­year risk of

osteoporotic fracture in posmennopausal Chinese women according to

clinical risk fractors and BMD T­score: A Prospective study.  J bone

miner res.,22(8):1080­1087.

122

122. Billington   E.O.,   Gamble   G.D.,   Reid   I.R   (2015).   Reasons   for

discrepancies   in   hip   fracture   risk   estimates   using   Frax   and   Garvan

calculators. In: Maturitas., Elsevier Ireland Ltd, 85:11­18.

123. Pluskiewicz W., Adamczyk P., Czekajlo A., et al. (2015). High fracture

probability predicts fractures in a 4­year fpllow­up in women from the

RAC­OST­POL study. Osteoporosis Int., 1: 1­10.

124. Kanis   J.A.,   Johnell   O.,   Odean   A.,   et   al.   (2008).   FRAXTM  and   the

assessment of fracture probability in men and women from the UK.

Osteoporos Int., 19: 385­397.

125. De Laet C., Kanis J.A., Oden A., et al. (2005). Body mass index as a

predictor of fracture risk: A meta­ analysis. Osteoporos Int., 16: 13330­

1338 .

126. Tinetti   M.E.   (2003).   Preventing   falls   in   elderly   persons.  Clinical

Practice, New England Journal Medicine, 348:42.

127. Van   Geel   T.A.,   Van   den   Bergh   J.P.,   Dinant   G.J.,   et   al.   (2010).

Individualizing fracture risk prediction. Maturitas.,Elsevier Ireland Ltd,

65:143­148.

128. Pluskiewicz   W.,   Franek   E.,   Adamczyk   P.,   et   al.  (2010).   Ten­year

probability of osteoporotic fracture in 2012 Polish women assessed by

FRAX and nomogram by Nguyen et al. – Conformity between methods

and their clinical utility . Bone., 46:1661–1667.

129. Kauppi M., Heliovaara M., Knekt P., et al. (2011). Parity and risk of

fracture in postmenopausal wome.  Osteoporos Int., 22:1765­1771.