Các yếu tố liên quan đến thai lưu không rõ nguyên nhân 20-40 tuần tại Bệnh viện Hùng Vương năm 2006-2007

CÁC YẾU TỐ LIÊN QUAN ĐẾN THAI LƯU KHÔNG RÕ NGUYÊN NHÂN
20 – 40 TUẦN TẠI BỆNH VIỆN HÙNG VƯƠNG NĂM 2006 – 2007
Nguyễn Vũ Đông Hằng*, Nguyễn Duy Tài**

TÓM TẮT
Mục tiêu nghiên cứu: Xác định các yếu tố liên quan đến thai lưu không rõ nguyên nhân tại bệnh viện
Hùng Vương trong thời gian từ tháng 11/2006 đến tháng 12/2007.
Phương pháp nghiên cứu: nghiên cứu bệnh chứng. Dân số nghiên cứu: các thai phụ nhập viện vì thai lưu
không rõ nguyên nhân (nhóm bệnh) và các thai phụ có thai sống (nhóm chứng) tại phòng khám thai bệnh viện
Hùng Vương. Mỗi trường hợp chứng được bắt cặp với một trường hợp bệnh theo tuổi thai. Các đối tượng
nghiên cứu được phỏng vấn theo bảng câu hỏi sọan sẵn và từ 3 nữ hộ sinh không biết giả thuyết nghiên cứu. Các
thông tin phỏng vấn bao gồm các đặc điểm xã hội, tiền sử sản phụ khoa và các đặc điểm của thai kỳ hiện tại.
Dùng phân tích hồi quy đa biến để xác định các yếu tố liên quan đến thai lưu không rõ nguyên nhân.
Kết quả: 324 thai phụ gồm 162 trường hợp thai lưu và 162 trường hợp thai sống được chọn vào nghiên
cứu. Các yếu tố được nhận thấy có liên quan đến thai lưu không rõ nguyên nhân: tuổi mẹ từ 35 trở lên (OR =
2.5, 95%CI = 1.36 – 4.72), khám thai mức độ trung gian (OR = 2.4, 95%CI = 1.47 – 4.04), khám thai không
thường xuyên (OR = 4.5, 95%CI = 1.36 – 14.79) và sanh ≥ 1 lần (OR = 0.36, 95%CI = 0.22 – 0.59).
Kết luận: Các yếu tố liên quan đến thai lưu không rõ nguyên nhân là các yếu tố có thể phát hiện được trong
quá trình khám thai định kỳ. Việc khám thai định kỳ là yếu tố quan trọng trong việc phát hiện sớm các yếu tố
nguy cơ và dự phòng thai lưu không rõ nguyên nhân.

ABSTRACT
RISK FACTORS FOR SUDDEN INTRAUTERINE UNEXPLAINED STILLBIRTH AT HUNG VUONG
HOSPITAL IN YEAR 2006 – 2007
Nguyen Vu Đong Hang, Nguyen Duy Tai
* Y Hoc TP. Ho Chi Minh * Vol. 13 – Supplement of No 1 - 2009: 159 – 164
Objective: to identify risk factors for sudden intrauterine unexplained stillbirth at Hung Vuong hospital
during 11/2006 – 12/2007.
Methods: A case – control study was carried out. Population: women had unexplained stillbirth (case) and
women had live birth (control) at outpatient clinic, Hung Vuong hospital. A case was matched with a control by
fetal age. A questionnaire designed to collect information on socio – demographic characteristics, obstetric and

gynecologic history, antenatal care and characteristics of the current pregnancy. Three midwifes unknown the
research theories were trained to interview the women in research population. Multivariate logistic regression was
used to assess risk factors for unexplained stillbirth.
Result: A total of 324 women participated (162 with stillborn babies and 162 with live born babies).
Variables were found to be related to unexplained stillbirth include: mother age ≥ 35 (OR = 2.5, 95%CI = 1.36 –
4.72), inadequate antenatal care (OR = 2.4, 95%CI = 1.47 – 4.04), intermediate care (OR = 4.5, 95%CI = 1.36 –
14.79) and multiparity (≥ 1 baby) (OR = 0.36, 95%CI = 0.22 – 0.59).
Conclusions: Risk factors for unexplained stillbirth are the factors identified during prenatal care. So,
prenatal care is important in detecting early the risk factors and preventing unexplained stillbirth.
* Bệnh viện Đại học Y Dược ** Bộ Môn Phụ Sản, Đại Học Y Dược TPHCM

Chuyên Đề Sản Phụ Khoa

1


ĐẶT VẤN ĐỀ

Mục tiêu nghiên cứu

Thai lưu là một bệnh lý phức tạp, chiếm trên
50% tử vong chu sinh ở các nước phát triển. Tỷ
lệ thai lưu là 5,3/1000 ở các nước phát triển, trong
khi ở các nước đang phát triển tỷ lệ này cao gấp
4 lần. Trong các châu lục, Châu Á có tỷ lệ thai
lưu cao thứ hai (25 – 40/1000), sau Châu Phi(15).

So sánh một số đặc điểm giữa nhóm thai
lưu và nhóm thai sống.

Thực tế, nguyên nhân thai lưu vẫn còn khá
phức tạp và khoảng 30% thai lưu không rõ
nguyên nhân. Trong 5 thập kỷ qua, trong khi
tỷ lệ thai lưu nói chung giảm dần, tỷ lệ thai
lưu không rõ nguyên nhân vẫn tương đối ổn
định, dao động từ 20% đến 30,2%(8). Vì thế,
việc xác định các yếu tố liên quan đến thai lưu
không rõ nguyên nhân có thể góp phần giảm
tỷ lệ thai lưu.
Trên thế giới, đa số các tác giả nhận thấy các
yếu tố liên quan đến thai lưu bao gồm tuổi mẹ
cao, sanh nhiều con, hút thuốc lá, điều kiện kinh
tế xã hội thấp, thai chậm tăng trưởng trong tử
cung, không khám thai định kỳ(9,10,14).
Ở Việt Nam, tại thành phố Hồ Chí Minh,
theo báo cáo của hai bệnh viện phụ sản là bệnh
viện Từ Dũ và bệnh viện Hùng Vương, tỷ lệ thai
lưu trên 1000 trường hợp sanh sống trong năm
2005 tại hai bệnh viện này lần lượt là 9,1/1000 và
8,1/1000(1,2). Tác giả Đỗ Đình Thống(7) nhận thấy
thai lưu chiếm tỷ lệ cao ở lứa tuổi mẹ 20 – 30
(59,9%) và các phụ nữ chưa sanh lần nào (39,7%).
Tác giả Swee May Cripe và Từ Thị Thanh Phụng
(19) đã ghi nhận một số yếu tố liên quan đến thai
lưu sau 20 tuần: học vấn dưới lớp 12 tăng nguy
cơ thai lưu gấp 3 lần so với học vấn trên lớp 12,
sống tại nông thôn tăng nguy cơ thai lưu gấp 2,4
lần so với sống tại thành thị, thai phụ chưa sanh
lần nào có nguy cơ thai lưu gấp 3,8 lần so với
thai phụ đã từng sanh con, không khám thai làm

tăng nguy cơ thai lưu gấp 4,2 lần. Chúng tôi tiến
hành nghiên cứu bệnh chứng này tại bệnh viện
Hùng Vương nhằm khảo sát các yếu tố liên quan
đến thai lưu không rõ nguyên nhân 20 – 40 tuần,
từ đó giúp xác định các thai kỳ nguy cơ cao bị
thai lưu để có chiến lược theo dõi phù hợp và tư
vấn đúng mức cho các thai phụ.

Chuyên Đề Sản Phụ Khoa
2

Xác định mối liên quan giữa các yếu tố:
tuổi mẹ ≥ 35, sự tuân thủ chương trình khám
thai định kỳ, số lần sanh và thai lưu không
rõ nguyên nhân 20 – 40 tuần.
ĐỐI TƯỢNG – PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Đối tượng nghiên cứu
Nhóm bệnh
Đơn thai lưu 20 – 40 tuần nhập viện tại bệnh
viện Hùng Vương từ tháng 11/2006 đến tháng
12/2007. Chúng tôi chọn các trường hợp thai lưu
chưa xác định nguyên nhân về phía mẹ, thai và
nhau trên lâm sàng (không kèm theo các tình
trạng như: cao huyết áp mãn, tiền sản giật, thiếu
máu nặng, đái tháo đường, đa thai, thai dị tật
nghiêm trọng, nhau bong non…).
Nhóm chứng
Các trường hợp đơn thai sống, được chọn tại
phòng khám thai theo phương pháp mẫu kế
tiếp. Mỗi trường hợp chứng được bắt cặp với

một trường hợp bệnh theo tuổi thai.
Tiêu chuẩn loại trừ khỏi mẫu
Thai dị tật bẩm sinh nặng phát hiện qua siêu
âm hoặc sau sanh
Các trường hợp thai lưu do nhau bong non,
chẩn đoán sau sanh
Các thai phụ có các tình trạng bệnh lý nội
khoa có thể là nguyên nhân của thai lưu

Thời gian nghiên cứu
Từ tháng 11/2006 đến tháng 12/2007.

Phương pháp nghiên cứu
Thiết kế nghiên cứu
Nghiên cứu bệnh chứng
Cách tiến hành
Các trường hợp bệnh (thai lưu) được thu
nhận tại khoa Sản 4 và khoa Nội Tiết. Cùng ngày
nhập viện của mỗi trường hợp bệnh, một trường
hợp chứng (thai sống) có số hồ sơ khám thai kế


tiếp với số hồ sơ nhập viện của trường hợp bệnh
tương úng được thu nhận tại phòng khám thai.
Các thai phụ trong hai nhóm nghiên cứu được
phỏng vấn theo bảng câu hỏi sọan sẵn. Để tránh
sai lệch thông tin, 3 nữ hộ sinh không biết giả
thuyết nghiên cứu được huấn luyện để phỏng
vấn theo bảng câu hỏi.
Nhập và xử lý số liệu bằng phần mềm

EPIDATA, phân tích số liệu bằng phần mềm
STATA 6.0. Các kết quả được phân tích bằng các
phép kiểm Chi bình phương, T – test, phân tích
hồi qui đơn biến và hồi qui đa biến tìm các yếu
tố liên quan đến thai lưu sau khi hiệu chỉnh các
yếu tố gây nhiễu.

KẾT QUẢ
324 trường hợp nghiên cứu gồm 2 nhóm thai
lưu và thai sống thỏa tiêu chuẩn chọn mẫu được
chọn vào nghiên cứu. Chúng tôi thu thập các
thông tin về tiền sử sản phụ khoa, các đặc điểm
về xã hội, thai kỳ (lâm sàng và cận lâm sàng).

Các đặc điểm của mẫu nghiên cứu
Các đặc điểm riêng của nhóm thai lưu
Tuổi thai trung bình là 30.3 tuần (SD = 5.6),
các trường hợp thai lưu ≥ 34 tuần chiếm 32%, ≥
37 tuần chiếm tỷ lệ 16%. Tỷ lệ thai chậm tăng
trưởng chiếm 51.2%, trong đó tuổi thai ≥ 34 tuần
chiếm tỷ lệ 31.3%.
Bảng 1. Các đặc điểm của mẫu nghiên cứu:
Thai lưu
Biến số
(%)
< 35
123 (75,9)
Tuổi mẹ
≥ 35
39 (24,1)

Công nhân viên 50 (30,9)
Nghề
Nội trợ
71 (43,8)
nghiệp
Nghề khác
41 (25,3)
Không
155 (95,7)
Tiền sử
thai lưu
Có
7 (4,3)
Có
16 (9,9)
Tiền sử
mổ lấy thai
Không
146 (90,1)
Thường xuyên 85 (52,5)
Trung gian
65 (40,1)
Khám thai
Không thường
12 (7,4)
xuyên
Chưa sanh
99 (61,1)
Số lần

Chuyên Đề Sản Phụ Khoa

sanh

Sanh 1 lần
≥ 2 lần

Thai sống
P
(%)
145 (87)
0,01
17 (13)
67 (41,3)
57 (35,2) 0,204
38 (23,5)
159 (98,2)
0,158
3 (1,8)
13 (8,1) 0,561
149 (91,9)
115 (71)
43 (26,5) 0,003
0,019
4 (2,5)
70 (43,2) 0,001

P

Xác định các yếu tố liên quan đến thai lưu

Bảng 2: Phân tích đơn biến các yếu tố liên quan đến
thai lưu
Biến số

Xử lý số liệu

Thai lưu Thai sống
(%)
(%)
52 (32,1) 79 (48,8)
11 (6,8)
13 (8)

Biến số

% nhóm % nhóm OR
bệnh chứng

Tuổi mẹ
< 35 tuổi
75,9
≥ 35 tuổi
24,1
Tiền sử thai lưu
Không
95,7
Có
4,3
Khám thai
Thường

xuyên
Trung gian
Không
thường xuyên
Số lần sanh
Chưa sanh
Sanh ≥1 lần

95%CI

Giá trị
P

87,0
13,0

1
2,13 1,15-4,02 0,01

98,2
1,8

1
3,81

52,5

71

1

40,1
7,4

26,5
2,5

2,04 1,27-3,29 0,003
4,05 1,260,019
13,02

61,1
38,9

43,2
56,8

1
0,48 0,30-0,77 0,001

0,5314,56

0,158

Bảng 3: Các yếu tố liên quan đến thai lưu sau khi đã
hiệu chỉnh các yếu tố gây nhiễu
Các biến số

OR hiệu
chỉnh

Tuổi mẹ ≥ 35
2,5
Khám thai mức trung gian 2,4
Khám thai không thường
4,5
xuyên
Sanh ≥1 lần
0,36

95%CI

Giá trị P

1,36 – 4,72
1,47 – 4,04
1,36 – 14,79

0,003
0,001
0,014

0,22 – 0,59

<0,001

BÀN LUẬN
Tỷ lệ thai lưu ở tuổi thai ≥ 34 tuần, thời điểm
phổi thai nhi trưởng thành, chiếm tỷ lệ đáng kể
(32%). Hiện nay, ngành Dưỡng Nhi Việt Nam đã
có thể nuôi được các trẻ sơ sinh non tháng từ

tuổi thai 28 tuần. Nhưng các di chứng lâu dài
như xơ hóa võng mạc, chậm phát triển tâm thần
vận động của các trẻ sơ sinh 28 – < 34 tuần còn
cao. Các di chứng này ở trẻ sơ sinh non tháng ≥
34 tuần giảm đáng kể và theo ACOG (1995), tỷ lệ
sống sót với tối thiểu các di chứng ở tuổi thai 34
tuần chỉ kém hơn 1% so với tuổi thai 37 tuần
(20). Vì vậy theo chúng tôi, đối với các thai kỳ
phát hiện bất thường trong quá trình khám thai

3


(IUGR, thiểu ối…), nên chăng chấm dứt thai kỳ
ở tuổi thai 34 tuần để dự phòng thai lưu.
Trong nghiên cứu của chúng tôi, thai lưu ở
tuổi thai đủ tháng (≥ 37 tuần) chiếm tỷ lệ không
nhỏ (16%). Tác giả Cotzias(4) đã ghi nhận nguy cơ
thai lưu không rõ nguyên nhân tăng dần từ
1/606 ở tuổi thai 37 tuần đến 1/474 ở tuổi thai 40
tuần. Tác giả Yudkin(21) cũng nhận thấy các thai
lưu không rõ nguyên nhân chủ yếu xảy ra vào
nửa sau của tam cá nguyệt 3, trong đó hơn phân
nửa xảy ra sau 38 tuần. Do đó các tác giả này
khuyến cáo ở những thai kỳ có nguy cơ cao bị
thai lưu, đặc biệt ở những thai phụ có tiền sử
thai lưu không rõ nguyên nhân, nên xem xét
chấm dứt thai kỳ ở quanh tuần lễ 38 và việc này
có thể giúp làm giảm tỷ lệ thai lưu.

Mối liên quan giữa tuổi mẹ và thai lưu
Bảng 4: So sánh tuổi mẹ ≥ 35 với nguy cơ thai lưu
giữa các tác giả
Tác giả
Thiết kế nghiên cứu
(12)
Miller
Cohort hồi cứu
(17)
Svein Rasmussen
Bệnh chứng
(19)
Uma
Cohort hồi cứu
Tác giả
Bệnh chứng

OR
2
2,4
2,2
2,5

P
< 0,05
< 0,05
< 0,05
0,003

Svein Rasmussen(16) nhận thấy các thai phụ

từ 35 tuổi trở lên có nguy cơ thai lưu tăng gấp 2,4
lần các thai phụ dưới 35 tuổi (P < 0,05). Nguy cơ
này tăng gấp đôi nếu thai phụ từ 45 tuổi trở lên.
Ngoài ra, Svein Rasmussen còn nhận thấy nguy
cơ thai lưu không rõ nguyên nhân ở thai phụ ≥
35 tuổi tăng dần theo tuổi thai. Đối với tuổi thai
< 39 tuần, nguy cơ này là 2,5/10.000, nhưng từ
tuổi thai 39 tuần trở đi, nguy cơ này là 50/10.000.
Tác giả Uma(18) cũng nhận thấy ở phụ nữ trên 35
tuổi, nguy cơ thai lưu bắt đầu tăng đáng kể từ 39
tuần và cao nhất ở tuổi thai 41 tuần. So với nhóm
tuổi < 35, các thai phụ trong nhóm tuổi 35 – 39
tăng nguy cơ thai lưu ở các tuần tuổi thai 20 – 27
và 34 – 41. Nguy cơ này ở các thai phụ trên 40
tuổi tăng suốt thai kỳ (từ 20 – 41 tuần). Nghiên
cứu của chúng tôi, với cỡ mẫu và thời gian
nghiên cứu hạn chế nên không thể khảo sát mối
liên quan của thai lưu với tuổi mẹ theo từng
nhóm tuổi thai.

Chuyên Đề Sản Phụ Khoa
4

Đa số các tác giả, sau khi loại trừ các tình
trạng bệnh lý nội khoa kèm theo và các dị tật
bẩm sinh, ghi nhận tuổi mẹ cao (≥ 35) vẫn là yếu
tố nguy cơ độc lập của thai lưu(17,18). Trong
nghiên cứu của chúng tôi, đối tượng nghiên cứu
là các thai phụ không có các bệnh lý nội khoa
kèm theo (xác định trên lâm sàng và xét

nghiệm). Do đó, mối liên quan này cũng phù
hợp với các tác giả trên.
Trong nghiên cứu của chúng tôi, trong nhóm
thai lưu, tỷ lệ thai chậm tăng trưởng ở nhóm tuổi
< 35 cao gấp 3 lần nhóm tuổi ≥ 35 (74,7% và
25,3%) và sự khác biệt này có ý nghĩa thống kê
(P = 0,03). Tác giả Miller (2005)(13) cũng đã chứng
minh tuổi mẹ cao làm tăng nguy cơ thai lưu
không rõ nguyên nhân đối với các thai phát triển
bình thường chứ không làm tăng nguy cơ này ở
các thai chậm tăng trưởng. Do đó, kết quả
nghiên cứu tác giả Miller cũng như của chúng
tôi cho rằng thai chậm tăng trưởng không phải
là cơ chế nguyên phát làm tăng nguy cơ thai lưu
ở các thai phụ trên 35 tuổi.

Mối liên quan giữa sự tuân thủ khám thai
và thai lưu
Bảng 5: So sánh mối liên quan giữa sự tuân thủ
khám thai và nguy cơ thai lưu giữa các tác giả
Tác giả

(6)

Gelen
(10)
Diana
(18)

Swee

Tác giả

Thiết kế
OR (khám OR (khám thai
nghiên cứu thai mức độ không thường
trung gian)
xuyên)
Bệnh chứng
2
Cohort hồi
2,2
cứu
Bệnh chứng
4,2
Bệnh chứng
2,4
4,5

Tác giả Swee(19), trong một nghiên cứu bệnh
chứng tại bệnh viện Thái Nguyên năm 2004 –
2005 đã cho kết quả phù hợp với chúng tôi:
khám thai không thường xuyên làm tăng nguy
cơ thai lưu gấp 4 lần. Có lẽ tác giả Swee và
chúng tôi cùng nghiên cứu trên một dân số là
các thai phụ Việt Nam nên có kết quả tương tự
nhau trong khi các tác giả khác nghiên cứu trên
các thai phụ ở Châu Mỹ La Tinh. Tác giả Wulf(22)
đã tiến hành nghiên cứu hồi cứu tại Bavaria
(Đức) năm 1994 về mối liên quan giữa thời điểm

khám thai đầu tiên và mức độ khám thai thường
xuyên với thai lưu. Tác giả đã nhận thấy bắt đầu
khám thai sau 21 tuần sẽ làm tăng nguy cơ thai
lưu gấp 1,7 lần (RR = 1,7; P < 0,025) so với khám
thai đầu tiên lúc thai 9 – 12 tuần và nếu khám
thai < 4 lần, nguy cơ này sẽ tăng gấp 7,65 lần so
với khám thai trên 10 lần (RR = 7,65; P < 0,0001).
Các tác giả Michael và Wulf(12,22) đã kết luận
các yếu tố ảnh hưởng đến việc tuân thủ khám
thai bao gồm: tuổi mẹ < 25 hoặc > 39, sanh từ 3
lần trở lên và hút thuốc lá. Trong nghiên cứu của
chúng tôi, tỷ lệ khám thai mức độ trung gian ở
nhóm đã sanh 1 lần và ≥ 2 lần cao hơn nhóm
chưa sanh lần nào (38% và 36% so với 28%) và tỷ
lệ khám thai không thường xuyên ở nhóm đã
sanh ≥ 2 lần cao hơn rõ rệt hai nhóm sanh 1 lần
và chưa sanh lần nào (14% so với 3% và 5%). Sự
khác biệt này có ý nghĩa thống kê (P = 0,011).
Tuy nhiên, trong nghiên cứu này chúng tôi
không ghi nhận thấy sự khác biệt có ý nghĩa
thống kê của mức độ tuân thủ khám thai trong
các nhóm tuổi mẹ.
Chúng tôi nhận thấy trong nhóm thai lưu, tỷ
lệ thai chậm tăng trưởng tăng dần theo các mức
độ khám thai thường xuyên, mức độ trung gian
và khám thai không thường xuyên (33,2%, 42,6%
và 58,3%) và sự khác biệt này có ý nghĩa thống
kê (P = 0,018). Tác giả Michael(12) cũng kết luận
nguy cơ thai chậm tăng trưởng ở nhóm không

khám thai tăng gấp 4 lần nhóm có khám thai
(OR = 4,47; 95%CI = 3,35 – 5,98; P < 0,001). Từ kết
quả này cho thấy rằng việc không tuân thủ
chương trình khám thai làm bỏ sót việc phát
hiện các trường hợp thai chậm tăng trưởng, do
đó làm tăng nguy cơ thai lưu.

Mối liên quan giữa số lần sanh và thai lưu
Bảng 6: So sánh mối liên quan giữa chưa từng sanh
và nguy cơ thai lưu giữa các tác giả
Tác giả
(6)
Diana
(15)
Rachana
Tác giả

Thiết kế nghiên cứu
Hồi cứu
Hồi cứu
Bệnh chứng

OR
1,74
1,74
2,06

P
<0,05
<0,05

0,001

Tác giả Swee(19) trong một nghiên cứu bệnh
chứng tại bệnh viện Thái Nguyên năm 2004 –

Chuyên Đề Sản Phụ Khoa

2005 cũng đã nhận thấy tỷ số nguy cơ của thai
lưu là 3,83 nếu thai phụ chưa từng sanh. Gelen(6),
trong nghiên cứu bệnh chứng tại Jamaica trong 2
năm 1996 – 1997 trên 150 trường hợp thai lưu và
150 trường hợp thai sống, nhận thấy nguy cơ
thai lưu của thai phụ giảm khoảng 46% khi số
con hiện sống của thai phụ tăng (OR = 0,54;
95%CI = 0,09 – 0,41). Kết quả nghiên cứu của
chúng tôi cũng tương tự với các tác giả trên.
Lý giải về điều này, các tác giả cho rằng các
thai phụ đã từng sanh sẽ có kinh nghiệm hơn
trong việc theo dõi thai máy cũng như các dấu
hiệu bất thường trong thai kỳ.

TÀI LIỆU THAM KHẢO
1.
2.
3.

4.

5.
6.

7.

8.

9.

10.

11.

12.

13.

14.

Bệnh Viện Hùng Vương (2005), “Báo cáo tổng kết cuối năm
2005”, trang 3
Bệnh Viện Từ Dũ (2005), “Báo cáo tổng kết cuối năm 2005”,
trang 4
Chibber R (2005), “Unexplained antepartum fetal deaths:
what are the determinants”, Arch Gynecol Obstet, volume 271,
pp. 286 – 291
Cotzias CS (1999), “Prospective risk of unexplained stillbirth
in singleton pregnancies at term: population based analysis”,
Br Med J, volume 319, pp. 287 – 8
Cundy T, Gamble G, Townend K (2000), “Perinatal mortality
in type 2 diabetes mellitus”, Diabet Med, volume 17, pp. 33-9
Del Rosario GR., Lewis T (2004), “Assessment of risk factors

for stillbirth among pregnant women in Jamaica”, Journal of
Obstetrics and Gynaecology, volume 24, pp. 750-755
Đỗ Đình Thống (2006), “Nghiên cứu tình hình thai chết lưu
trong tử cung tại bệnh viện phụ sản Thanh Hóa 2 năm 20052006”, Hội nghị sản phụ khoa Việt-Pháp Châu Á Thái Bình Dương
lần thứ VII, trang 14
Fretts RC, Boyd ME, Usher RH et al (1992), “The changing
pattern of fetal death, 1961-1988”, Obstet Gynecol, volume 79,
pp. 35-40
Fretts RC, Usher RH (1997), “Fetal death in women in the
older reproductive age group”, Contemporary Reviews in
Obstetrics Gynecology, volume 9, pp. 173-179
Gardosi J, Mul T, Mongelli M, Fagan D (1998), “Analysis of
birth weight and gestational age in antepartum stillbirths”, Br
J Obstet Gynaecol, volume 105, pp. 524-530
Huang DY, Usher RH (2000), “Determinants of unexplained
antepartum fetal deaths”, Obstet Gynecol, volume 95, pp. 215221
Humphrey MD, Keating SM (2004), “Lack of antenatal care in
far north Queensland”, Australian nad New Zealand Journal of
Obstetrics and Gynecology, volume 44, pp. 10-13
Miller DA (2005), “Is advanced maternal age an independent
risk factor for uteroplacental insufficiency?”, Am J Obstet
Gynecol, volume 192, pp. 1974-1980
Mongelli M, Gardosi J (2000), “Fetal growth”, Curr Opin
Obstet Gynecol, volume 12, pp.111-115

5


15.

16.

17.

18.

19.

20.
21.
22.

Peterson K, Bremme K (2002), “Diagnostic evaluation of
intrauterine fetal deaths in Stockholm 1998-9”, Acta Obstet
Gynecol Scand, volume 81, pp. 284 – 92
Rasmussen S, Albrechtsen S (2002), “Risk fators for
unexplained antepartum fetal death in Norway 1967 – 1998”,
Early Human development, volume 71, pp. 39 – 52
Raymond E.G, S. Cnattingius (1994), “Effects of maternal age,
parity, and smoking on the risk of stillbirth”, Br J Obstet
Gynaecol, volume 101. pp. 301-306
Reddy UM, Ko CW (2006), “Maternal age and the risk of
stillbirth throughout pregnancy in the United States”,
American Journal of Obstetrics and Gynecology, volume 195, pp.
764-770
Swee MC, Tu Thi Thanh Phung (2006), “Risk factors asociated
with stillbirth in Thai Nguyên province, Viet Nam”, Journal of
Tropical Pediatrics, volume 53, pp. 5
Williams Obstetrics 22th edition (2005), “Preterm birth”, pp.
858

Wood YL (1987), “Risk of unexplained stillbirth at different
gestational ages”, Lancet, volume 1, pp. 1192-1194.
Wulf K.H, Steck T. (1994), “The impact of timing and
frequency of prenatal visits on the outcome of pregnancy in
the perinatal registry of Bavaria 1987-1988”, European Journal
of Obstetrics and Gynecology and Reproductive Biology, volume
57, pp. 79-84

Chuyên Đề Sản Phụ Khoa
6


Chuyên Đề Sản Phụ Khoa

7


Chuyên
Đề Sản Phụ Khoa
8