Đăng ký Đăng nhập
Trang chủ Xác suất bỏ trị theo thời gian và yếu tố ảnh hưởng tới bỏ trị ở những bệnh nhân ...

Tài liệu Xác suất bỏ trị theo thời gian và yếu tố ảnh hưởng tới bỏ trị ở những bệnh nhân điều trị cai nghiện tại 6 cơ sở điều trị methadone tỉnh thái nguyên.

.PDF
9
346
60

Mô tả:

XÁC SUẤT BỎ ĐIỀU TRỊ THEO THỜI GIAN VÀ YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG TỚI BỎ ĐIỀU TRỊ Ở NHỮNG BỆNH NHÂN ĐIỀU TRỊ CAI NGHIỆN TẠI 6 CƠ SỞ ĐIỀU TRỊ METHADONE TỈNH THÁI NGUYÊN Đào Thị Minh An1*, Nguyễn Thị Huyền Trang1, Lê Ái Kim Anh2, Nguyễn Hoàng Long3 1 Bộ môn Dịch tễ, Đại học Y Hà Nội 2 Trung tâm phòng, chống AIDS tỉnh Thái Nguyên 3 Cục phòng chống HIV/AIDS, Bộ Y tế TÓM TẮT: Nghiên cứu nhằm mục tiêu phân tích xác suất bỏ điều trị theo thời gian và một số yếu tố ảnh hưởng ở bệnh nhân điều trị Methadone (MMT). Phương pháp nghiên cứu thuần tập hồi cứu được sử dụng để phân tích xác suất bỏ điều trị theo thời gian và phương pháp bệnh chứng được sử dụng bỏ điều trị để phân tích yếu tố ảnh hưởng tới bỏ điều trị. Sự kiện bỏ điều trị được ghi nhận theo thời gian để phân tích xác suất bỏ điều trị bằng phương pháp phân tích sống còn Kapplan Meier. Phân tích yếu tố ảnh hưởng bằng hồi qui Cox. Kết quả cho thấy xác suất bỏ điều trị tăng nhanh trong 3 năm đầu (sau năm 1:8,7%, sau năm 2:18,0% và sau năm 3:25,8 %).Các yếu tố ảnh hưởng đến bỏ điều trị của: bệnh nhân gồm: có khó khăn từ bản thân; còn sử dụng chất gây nghiện; tự đến hoặc được giới thiệu từ công an. Khuyến nghị mô hình điều trị MMT tại cộng đồng cần sớm được triển khai. Tăng cường tư vấn cho người nhà bệnh nhân hỗ trợ về tinh thần trong việc điều trị, cải thiện được mối quan hệ gia đình. Tăng cường tiếp cận và giới thiệu người nghiện tại cộng đồng tới cơ sở MMT qua cán bộ Y tế và cán bộ Ủy ban nhân dân. Từ khóa: Methadone, bỏ điều trị, Thái Nguyên. I. ĐẶT VẤN ĐỀ: Tính đến 15/01/2015, tỉnh Thái Nguyên có 5.671 người nghiện ma túy và được ghi nhận là một trong 7 tỉnh/thành phố trọng điểm về ma túy trong cả nước. Thái Nguyên đã triển khai các hình thức cai nghiện tại gia đình, tại cộng đồng và tại các Trung tâm Giáo dục - Lao động xã hội giai đoạn 1994-2010. Vào 9/2011, Thái Nguyên bắt đầu triển khai điều trị cai nghiện bằng Methadone thay thế. Tính tới thời điểm 31/8/2015, trên toàn bộ địa bàn tỉnh đã có 6 cơ sở điều trị Methadone (MMT) tại 5 huyện/ thành phố, điều trị cho 2.638 bệnh nhân. Phân tích trên số liệu hồi cứu của chúng tôi cho thấy tỉ lệ bệnh nhân bỏ điều trị 30 ngày liên tục tại 6 cơ sở MMT Thái Nguyên là >18%. Một trong những yếu tố quyết định thành công của điều trị Methadone là điều trị liên tục hàng ngày, duy trì *Tác giả: Đào Thị Minh An Địa chỉ: Đại học Y Hà Nội Điện thoại: 0912512189 Email:[email protected] bệnh nhân lâu dài trong chương trình. Nghiên cứu FHI 360, Bộ Y tế (2014), đánh giá hiệu quả chương trình thí điểm điều trị nghiện các chất thuốc phiện bằngmethadone tại Hải Phòng và Thành phố Hồ Chí Minh cho thấy tỉ lệ bỏ liều theo thời gian tăng dần từ 1-18 tháng và sau đó từ 18 – 24 tháng thì tỉ lệ này giảm đối với những BN bỏ liều 1-2 ngày với các tỉ lệ tương ứng là 1,5%; 18,9%; 19,8%; 23,2%; 34,3% và 27,6% [1]. Các nghiên cứu ở nước ngoài cho thấy sau 12 tháng điều trị, tỉ lệ tuân thủ của bệnh nhân là 35,2% trong khi đó tỉ lệ không tuân thủ và rất không tuân thủ là 55,9% và 9%[2]. Tỷ lệ bệnh nhân bỏ điều trị trong một số nghiên cứu Methadone khác trên thế giới dao động trong khoảng 17% sau 3 tháng nghiên cứu, 13%, 14% và 27% sau 6 tháng và 11% sau 18 tháng [3 - 4], [5], [6].Tại Việt Nam, nghiên cứu tại cơ sở điều trị MMTThành phố Hồ Chí Minh cho thấy tỉ lệ Ngày nhận bài: 20/07/2015 Ngày phản biện: 09/10/2015 Ngày đăng bài: 10/11/2015 Tạp chí Y học dự phòng, Tập XXV, Số 10 (170) 2015 259 mới bỏ cuộc trong 6 tháng là 1,9%, trong năm 2009 là 8,8%, năm 2010 là 10,9%, năm 2011 chỉ ở mức 5,1%, cộng dồn tính đến năm 2011 là 26,6% [7]; 10,2% bệnh nhân ra khỏi chương trình sau 1 năm và 17,7% đã dừng và ra khỏi chương trình điều trị sau 2 năm. Tỷ suất ra khỏi chương trình dao động trong khoảng từ 7 đến 10,8 trường hợp/1000 bệnh nhân-tháng, tương đương với tỷ lệ bỏ điều trị trung bình là 8,3 trường hợp/1000 người-tháng [1]. Tuy nhiên chưa có nghiên cứu nào của Việt Nam nghiên cứu sâu về xác suất bỏ liều điều trị methadone theo thời gian và các yếu tố liên quan. Câu hỏi nghiên cứu của chúng tôi là xác suất bỏ điều trị theo các khoảng thời gian của bệnh nhân MMT như thế nào để từ đó có những khuyến nghị cho chương trình. Nghiên cứu có mục tiêu phân tích xác suất bỏ điều trị theo thời gian, xác định một số yếu tố ảnh hưởng. II. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 2.1 Thiết kế nghiên cứu - Nghiên cứu thuần tập hồi cứu sổ theo dõi điều trị toàn bộ 2.638 bệnh nhân đăng ký tại 6 cơ sở MMT tỉnh Thái Nguyên từ 30/9/2011 đến 31/8/2015. - Nghiên cứu bệnh chứng. các lần đến uống thuốc gần đây nhất và phỏng vấn trực tiếp. 2.3 Biến số nghiên cứu Tuổi, giới, học vấn, tình trạng hôn nhân, công việc có thu nhập, tính chất công việc, tình trạng điều trị Methadone – ARV (khoảng cách, thời gian giữa cơ sở điều trị), người hỗ trợ, phương tiện và chi phí uống thuốc, tình trạng sức khỏe mắc bệnh phối hợp (lao, tiêu chảy, nấm, viêm phổi, bệnh răng miệng, viêm gan..), HIV, khó khăn từ bản thân (đi lại xa, không sắp xếp được thời gian, chi phí tổn kèm, bị bắt đi trại/tù, chuyển địa bàn sinh sống, vấn đề về sức khỏe), khó khăn từ gia đình (gia đình không hỗ trợ, có biến động lớn trong gia đình), khó khăn từ cán bộ Y tế - cơ sở Y tế (không có dịch vụ điều trị bệnh phối hợp, thời gian chờ uống thuốc), khó khăn từ phác đồ điều trị (tác dung phụ từ Methadone, sợ phát hiện heroin trong nước tiểu, quá trình điều trị lâu, vẫn thèm ma túy); cải thiện mối quan hệ gia đình, sức khỏe, công việc. 2.4 Phân tích và xử lý số liệu Sự kiện bỏ điều trị được ghi nhận theo thời gian để phân tích xác suất bỏ điều trị bằng phương pháp phân tích sống còn Kapplan Meier. Phân tích yếu tố ảnh hưởng bằng hồi qui Cox đơn và đa biến trên phần mềm Stata 12.0 2.2 Đối tượng và cỡ mẫu nghiên cứu 2.5 Đạo đức nghiên cứu Nhóm chủ cứu: Toàn bộ 187 bệnh nhân đăng ký tại 6 cơ sở MMT tỉnh Thái Nguyên từ 30/09/2011 đến 31/08/2015 có 30 ngày liên tục không đến uống thuốc (bỏ điều trị) tiếp cận được qua liên hệ điện thoại. Nhóm chứng: 187 bệnh đang còn duy trì điều trị trong chương trình MMT có mã số bệnh án tiếp liền với bệnh nhân bỏ điều trị được chọn làm nhóm đối chứng. Tiếp cận bệnh nhân nhóm đối chứng tại Đề cương nghiên cứu được thông qua hội đồng đạo đức của Cục phòng chống HIV/AIDS Việt Nam. Thông tin của bệnh nhân trích xuất từ sổ điều trị được bảo mật. Số liệu cá thể được phân tích thành số liệu tổng hợp chung không có sự kết nối với danh tính bệnh nhân. 260 III. KẾT QUẢ Tạp chí Y học dự phòng, Tập XXV, Số 10 (170) 2015 Bảng 1. Đặc điểm của đối tượng nghiên cứu trong nghiên cứu bệnh chứng Nhóm bỏ điều trị Nhóm chứng (n=187) (n=187) p n n % 28 15,0 28 15,0 Trung Thành 28 15,0 28 15,0 Phổ Yên 24 12,8 24 12,8 Phú Lương 19 10,2 19 10,2 Đồng Hỷ Cơ sở % Túc Duyên 43 23,0 43 23,0 Đại Từ 24,0 45 24,0 37,13±8,37 21-60 0,01* 39 20,9 34 18,2 29-49 143 76,5 135 72,2 5 2,6 18 9,6 Độc thân 52 27,8 41 21,9 Kết hôn Nhóm tuổi 45 21-55 ≤29 Tuổi TB Ā±SD (min-max) 118 63,1 138 73,8 35,31±6,90 ≥50 Tình trạng hôn nhân Ly hôn/Góa 9,1 8 54,6 107 57,2 78 41,7 77 7 3,7 3 1,6 Công an 23 12,3 0 0 Tự đến 20 10,7 9 4,8 Ủy ban nhân dân/cơ 131 70,1 170 90,9 Khác 13 7,0 8 4,3 Gia đình 172 92,0 174 93,1 Khác 15 8,0 13 0,04* 41,2 Cấp 3trở lên 0,02* 4,3 102 Cấp 2 Người giới thiệu 17 Mù chữ-cấp 1 Học vấn -- 6,9 0,42 <0,001* sở Y tế Sống với Có công việc 135 72,2 135 72,2 >0,05 Công việc ổn định 73 54,1 76 56,3 0,71 Công việc xa nhà 54 40,0 31 23,0 0,003* 38 70,4 28 90,3 16 29,6 3 0,69 9,7 Hiếm khi, thỉnh 0,03* thoảng Mức độ Thường xuyên K/cách từ nhà-cơ sở MMT 7,49±6,35 0,5-30 6,90±6,34 0,1-40 0,37 T/gian từ nhà-cơ sở MMT 20,20±14,55 2-60 17,05±11,17 3-60 0,01* Một mình 160 85,6 160 85,6 Khác (vợ chồng...) 18 14,4 18 14,4 Người đi cùng Công cộng 11,8 10 5,4 144 77,0 168 89,8 Khác (đạp, oto,…) Chi phí đi lại/lần uống 22 Xe máy Phương tiện 21 11,2 9 4,8 0-100 18,56±18,48 0-155 >0,05 0,49 17,39±13,60 0,004* * Khác biệt có ý nghĩa thống kê Tạp chí Y học dự phòng, Tập XXV, Số 10 (170) 2015 261 Bảng1 trình bày đặc điểm của đối tượng trong nghiên cứu bệnh chứng cho thấy có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê giữa nhóm chủ cứu và nhóm đối chứng về những yếu tố: tuổi, tình trạng hôn nhân, người giới thiệu đến cơ sở điều trị, mức độ và công việc phải di chuyển xa nhà, thời gian và phương tiện di chuyển từ nhà đến cơ sở MMT. Vì hạn chế số trang của bài báo, do vậy đặc điểm của 2638 bệnh nhân trong thiết kế thuần tập hồi cứu xin độc giả tham khảo tại bài báo về " Thực trạng bỏ điều trị, ra khỏi chương trình và quay lại điều trị tại các cơ sở điều trị cai nghiện bằng Methadone tỉnh Thái Nguyên từ 30/9/2011 đến 31/8/2015" được xuất bản cùng trong số báo này. Bảng 2. Đặc điểm về sử dụng chất gây nghiện, cai nghiện và các bệnh kèm theo trên cỡ mẫu của thiết kế nghiên cứu bệnh chứng Đặc điểm Nhóm bỏ điều trị Nhóm n Nhóm chứng % n p % Sử dụng chất gây nghiện, cai nghiện và điều trị methadone thay thế Tuổi TB lần đầu sử dụng chất gây nghiện 24,26 ± 6,10 15-48 25,20 ± 6,05 14-45 0,18 Điều trị MMT lần: 1 172 92,0 185 98,0 2 15 8,0 2 1,1 Số lần cai nghiện 2,90 ± 2,16 0-10 3,04 ± 2,21 0-9 0,54 110 58,8 129 69,0 0,04* XN HIV(+) tại cơ sở (n=187) 34 18,2 40 21,4 0,44 Điều trị ARV (bệnh án) (n=34) 16 47,1 29 72,5 0,03* Điều trị ARV (tự báo cáo) 27 79,4 31 77,5 0,84 17 63,0 21 67,7 0,49 TB k/c khác cơ sở 7,1±5,75 2-20 8,2±8,12 2-25 0,73 Có bệnh kèm theo 57 30,5 64 34,2 0,44 Còn sử dụng chất gây nghiện trong quá trình điều trị MMT 0,001* Tình trạng sức khỏe MMT-ARV: Cùng cơ sở * Khác biệt có ý nghĩa thống kê Bảng 2 trình bày đặc điểm về sử dụng chất gây nghiện, cai nghiện và các bệnh kèm theo cho thấy có sự khác biệt giữa nhóm chủ cứu và nhóm đối chứng về tình trạng sử dụng chất gây nghiện trong quá trình điều trị MMT và tình trạng điều trị ARV. Hình 1. Xác suất bỏ điều trị theo thời gian 2.638 bệnh nhân theo dõi từ 9/2011-8/2015 262 Tạp chí Y học dự phòng, Tập XXV, Số 10 (170) 2015 Hình 1 trình bày xác suất bỏ điều trị thời gian thấy xác suất bỏ trị tăng nhanh trong 3 năm đầu (sau 2.638 bệnh nhân theo dõi từ 9/2011-8/2015 cho năm 1: 8,7%, sau năm 2: 18,0% và sau năm 3: 25,8 %). Hình 2. So sánh xác suất bỏ điều trị lũy tích theo thời gian theo (1) công việc xa nhà, (2) nguồn giới thiệu bệnh nhân đến cơ sở MMT, (3) đặc điểm sử dụng chất gây nghiện ở giai đoạn duy trì điều trị MMT, (4) đặc điểm mắc bệnh kèm theo trên cỡ mẫu nghiên cứu bệnh chứng Hình 2 so sánh xác suất bỏ điều trị theo theo các nhóm đối tượng khác nhau cho thấy xác suất bỏ điều trị cao hơn: ở những đối tượng có công việc phải thường phải đi xa nhà; ở những đối tượng được giới thiệu từ công an; ở những đối tượng còn sử dụng chất gây nghiện; và ở những đối tượng không mắc bệnh kèm theo. Hình 3. So sánh xác suất bỏ điều trị lũy tích theo thời gian theo (1) đặc điểm khó khăn từ bản thân, (2) khó khăn từ gia đình, (3) cải thiện mối quan hệ gia đình, (4) cải thiện sức khỏe, (5) cải thiện công việc trên cỡ mẫu của nghiên cứu bệnh chứng Tạp chí Y học dự phòng, Tập XXV, Số 10 (170) 2015 263 Hình 3 so sánh xác suất bỏ điều trị theo các khó khăn và cải thiện trong quá trình điều trị MMT, cho thấy xác suất bỏ điều trị cao hơn nhóm bệnh nhân có gặp khó khăn từ cá nhân và gia đình; không cải thiện mối quan hệ gia đình; không cải thiện sức khỏe, công việc. Bảng 3. Phân tích đa biến hồi quy Cox về xác suất bỏ điều trị của đối tượng Các yếu tố Haz Ratio (HR) 95% CI p 1,62 1,19-2,21 0,02 2,24 1,62-3,09 <0,001 1 1 Tự đến 1,75 1,07-2,86 <0,001 Công an 3,78 2,23-3,09 0,03 Khó khăn từ bản thân Còn sử dụng chất gây nghiện trong điều trị Cơ sở Y tế - Ủy ban nhân dân Người giới thiệu: Bảng 3 trình bày kết quả phân tích mô hình hồi quy đa biến Cox với biến đầu vào là các biến có ý nghĩa thống kê từ phân tích đơn biến gồm điểm nhân khẩu học (có công việc mang lại thu nhập, người giới thiệu tới cơ sở điều trị methadone), các yếu tố về sử dụng chất gây nghiện và mắc các bệnh kèm theo, các khó khăn về bản thân, gia đình, cán bộ Y tế, phác đồ và các cải thiện mối quan hệ tại gia đình, công việc, sức khỏe được đưa vào mô hình. Kết quả cho thấy đối tượng có khó khăn từ bản thân có khả năng bỏ điều trị gấp 1,62 lần (91%CI: 1,192,21) so với những đối tượng không có khó khăn từ bản thân; những đối tượng còn sử dụng chất gây nghiện có khả năng bỏ điều trị gấp 2,24 lần (95%CI: 1,62-3,09), những đối tượng tự đến hoặc được giới thiệu từ công an có khả năng bỏ điều trị cao gấp 1,75 lần (95%CI: 1,072,86); 3,78 lần (95%CI: 2,23-3,09) so với đối tượng được Cơ sở Y tế - Ủy ban nhân dân giới thiệu đến. IV. BÀN LUẬN đến 10,8 trường hợp trên 1000 bệnh nhân-tháng [1]. Theo báo cáo năm 2012, ở Thanh Hóa cho thấy tỷ lệ bệnh nhân bỏ điều trị là 10,6% (sao 12 tháng theo dõi), 13,3% (sau 18 tháng theo dõi) [8].Nghiên cứu năm 2012 tại Malaysia theo dõi trong vòng 2 năm có 25,0% bệnh nhân bỏ điều trị [9],ở Pháp (2014) cho thấy tỷ lệ này khá cao với 64,8% bệnh nhân bỏ điều trị Methadone (sau 12 tháng điều trị) [2]. Theo báo cáo của Tổ chức Y tế Thế giới (WHO) cho thấy sau theo dõi 1 năm, xác suất bệnh nhân bỏ điều trị là 26%; bệnh nhân mới điều trị (điều trị dưới 3 tháng) có xác suất bỏ điều trị cao gấp 4 lần so với bệnh nhân đã duy trì điều trị (điều trị trong chương trình hơn 1 năm) [10]. Một số nghiên cứu tại Hoa Kỳ, Trung Quốc, Indonessia cho thấy xác suất bỏ điều trị sau 3 năm là 50% [11], [12], nghiên cứu tại Trung Quốc (3/20082/2009) cho thấy xác suất bỏ điều trị tích lũy là khá cao 1,3, 6 tháng là (6%, 25%, 43%) [13]. Như vậy có thể thấy xác suất bỏ điều trị theo thời gian của bệnh nhân điều trị MMT tại Thái Nguyên tương đồng với kết quả ở một số tỉnh khác và trên thế giới. Nghiên cứu này chỉ ra rằng xác suất bỏ điều trị MMT tăng dần có ý nghĩa thống kê trong 3 năm đầu tiên của điều trị MMT (sau năm 1:8,7%, sau năm 2:18,0% và sau năm 3:25,8 %). Nghiên cứu tại Thành phố Hồ Chí Minh 2008-2011 cho thấy trong số 1141 bệnh nhân theo dõi trong hơn 33 tháng, trung bình mỗi năm có khoảng 8% ra khỏi chương trình methadone, sau 3 năm là 24%[7]. Tỷ suất ra khỏi chương trình dao động trong khoảng từ 7 Nghiên cứu của chúng tôi cho thấy rằng những đối tượng có khó khăn từ bản thân (việc đi xa, không sắp xếp được thời gian, chi phí đi lại cá nhân mỗi lần đến cơ sở MMT, vướng đi làm ăn xa, thiếu quyết tâm…) có khả năng bỏ điều trị gấp 1,62 lần (91%CI: 1,19-2,21) so với những đối tượng không có khó khăn từ bản thân. Một nghiên cứu tại Trung Quốc năm 2010 chỉ ra rằng mặc dù hầu hết các chi chí về điều trị đã được miễn hoặc giảm để giúp bệnh nhân 264 Tạp chí Y học dự phòng, Tập XXV, Số 10 (170) 2015 tại các cơ sở điều trị MMT tuân thủ điều trị, nhưng thực tế bệnh nhân vẫn phải chi trả một số phí khác liên quan tới việc đi lại cơ sở điều trị và điều này góp phần không nhỏ ảnh hưởng tới duy trì điều trị của bệnh nhân [14]. Một nghiên cứu khác cũng tại Trung Quốc (2009) chỉ ra những bệnh nhân mất thời gian đi tới cơ sở trên >30 phút có nguy cơ bỏ điều trị cao 1,63 lần sau 12 tháng [13]. Báo cáo của WHO (2004) cũng đã chỉ ra việc chi phí tốn kém của cá nhân đến nhân khi đến điều trị MMT là yếu tố ảnh hưởng tới duy trì điều trị[10]. Nghiên cứu tại Malaysia (2012) cho thấy trình độ văn hóa thấp là yếu ảnh hưởng đến tình trạng bỏ điều trị MMT [9]. Nghiên cứu năm 2014 tại Pháp cho thấy những bệnh nhân không có chỗ ở ổn định, gặp khó khăn trong việc đi tới cơ sở MMT là những yếu tố ảnh hưởng tới tỉ lệ 64,8% bỏ điều trị sau 12 tháng [2]. Vì vậy để giảm khó khăn trong đi lại cho bệnh nhân, chương trình điều trị MMT có thể cân nhắc mô hình triển khai MMT tại cộng đồng. Tăng cường tư vấn nâng cao nhận thức đúng đắn cho bệnh nhân điều trị MMT, tư vấn cho người nhà bệnh nhân hỗ trợ về tinh thần trong việc điều trị, cải thiện được mối quan hệ gia đình. Kết quả của chúng tôi cũng chỉ ra rằng những đối tượng còn sử dụng chất gây nghiện trong quá trình điều trị có khả năng bỏ điều trị gấp 2,24 lần những đối tượng không có hành vi này. Nghiên cứu tại Trung Quốc (2010),Malaysia (2012) và Pháp (2014) đều chỉ ra rằng liều điều trị methadone thấp làm bệnh nhân vẫn tiếp tục sử dụng chất gây nghiện và đây là yếu tố ảnh hưởng tới bỏ điều trị của bệnh nhân [14],[9],[2]. Đặc biệt nghiên cứu tại Trung Quốc (2014) cho thấy cho thấy xác suất bỏ điều trị của những đối tượng còn sử dụng chất gây nghiện cao gấp 5,72 lần (HR: 5,72, 95%CI: 1,49-21,92)[15]. Nghiên cứu này cũng chỉ ra rằng những đối tượng tự đến hoặc được giới thiệu từ công an có khả năng bỏ điều trị cao gấp 1,75 lần và 3,78 lần so với đối tượng được Ủy ban nhân dân và cơ sở Y tế giới thiệu đến.Thực tế cho thấy những đối tượng do công an giới thiệu tới điều trị thường do ép buộc hơn là nhận thức được từ bản thân nên quá trình điều trị không được lâu dài và bền vững. Những đối tượng tự đến mặc dù có thể đã có nhận thức từ bản thân hoặc gia đình nhưng lại thiếu tư vấn đầy đủ quá trình điều trị MMT từ cán bộ y tế và chính quyền và những yếu tố này có thể đã ảnh hưởng tới sự tham gia lâu dài của bệnh nhân trong điều trị MMT. Vì vậy cần tăng cường tiếp cận và giới thiệu người nghiện tại cộng đồng tới cơ sở MMT qua cán bộ y tếvà cán bộ ủy ban nhân dân thay cho tiếp cận từ công an. Ưu nhược điểm của nghiên cứu: Nếu kinh phí và thời gian cho phép thì nghiên cứu này sẽ thiết kế theo dõi dọc đối tượng theo thời gian từ khi đăng ký điều trị đến khi xuất hiện sự kiện "bỏ điều trị". Tuy nhiên thời gian cần theo dõi là 4 năm và kinh phí tương ứng sẽ rất lớn. Trên thực tế đề tài có sự khống chế về thời gian triển khai trong 1 năm với kinh phí hạn. Do vậy để phục vụ cho mục tiêu phân tích yếu tố ảnh hưởng tới bỏ điều trị, chúng tôi sử dụng thiết kế bệnh chứng để tận dụng nguồn thông tin sẵn có được ghi nhận trong bệnh án về đặc điểm cá nhân, đặc điểm điều trị, đặc điểm tuân thủ trong của bệnh nhân từ khi đăng ký đến thời điểm bỏ điều trịbỏ điều trịbỏ điều trị. Vì vậy, về lý thuyết thông tin hồi cứu phụ thuộc vào mức độ ghi nhận đầy đủ của cán bộ Y tế. Tuy nhiên những thông tin được hồi cứu trong nghiên cứu đều dựa trên bằng chứng xác thực gồm: thông tin về nguồn giới thiệu bệnh nhân đến dựa trêngiấy giới thiệu; thông tin về vấn đề sức khỏe dựa trên hồ sơ bệnh ánkhám lâm sàng, xét nghiệm máu, nướctiểu, chụp xquang, thông tin về tuân thủ điều trị dựa trên kết quả xét nghiệm nước tiểu định kỳ hàng tháng, lý do bỏ điều trị và khó khăn trong quá trình điều trị dựa trên phỏng vấn trực tiếp bệnh nhân. Vì vậy, ưu điểm của nghiên cứu bệnh chứng này là kiểm soát tốt các sai số hồi cứu thông tin. Hạn chế trong thiết kế bệnh chứng này là hạn chế trong phân tích xác suất bỏ điều trị theo thời gian trên cỡ mẫu của thiết kế nghiên cứu bệnh chứng. Vì vậy riêng đối với phân tích xác suất này, chúng tôi không sử dụng cỡ mẫu của nghiên cứu bệnh chứng mà chúng tôi phân tích trên toàn bộ 2638 bệnh nhân theo dõi từ 9/2011-8/2015 như một thuần tập hồi cứu. Tạp chí Y học dự phòng, Tập XXV, Số 10 (170) 2015 265 V. KẾT LUẬN 6. Xác suất bỏ điều trị tăng dần trong 3 năm đầu điều trị methadone. Xác suất bỏ điều trị sau năm 1:8,7%, sau năm 2:18,0% và sau năm 3:25,8 %. Một số yếu tố ảnh hưởng đến xác suất bỏ điều trị: đối tượng có khó khăn từ bản thân có khả năng bỏ điều trị gấp 1,62 lần (91%CI: 1,19-2,21) so với những đối tượng không có khó khăn từ bản thân; những đối tượng còn sử dụng chất gây nghiện có khả năng bỏ điều trị gấp 2,24 lần (95%CI: 1,62-3,09), những đối tượng tự đến hoặc được giới thiệu từ công an có khả năng bỏ điều trị cao gấp 1,75 lần (95%CI: 1,07-2,86); 3,78 lần (95%CI: 2,23-3,09) so với đối tượng được Ủy ban nhân dân và cơ sở Y tế giới thiệu đến. TÀI LIỆU THAM KHẢO 1. Bộ Y tế, F., Đánh giá hiệu quả chương trình thí điểm điều trị nghiện các chất thuốc phiện bằngmethadone tại Hải Phòng và Thành phố Hồ Chí Minh. 2014. 2. Roux, P., et al., Predictors of non-adherence to methadone maintenance treatment in opioiddependent individuals: Implications for clinicians. Current pharmaceutical design, 2014. 20(25): p. 4097-4105. 3. Xiao, L., et al., Quality of life of outpatients in methadone maintenance treatment clinics. Journal of acquired immune deficiency syndromes (1999), 2010. 53(Suppl 1): p. S116. 4. Rhoades, H.M., et al., Retention, HIV risk, and illicit drug use during treatment: methadone dose and visit frequency. American Journal of Public Health, 1998. 88(1): p. 34-39. 5. Sees, K.L., et al., Methadone maintenance vs 180day psychosocially enriched detoxification for treatment of opioid dependence: a randomized controlled 266 7. 8. 9. 10. 11. 12. 13. 14. 15. trial. Jama, 2000. 283(10): p. 1303-1310. Metzger, D.S., et al., Human immunodeficiency virus seroconversion among intravenous drug users in-and out-of-treatment: an 18-month prospective follow-up. JAIDS Journal of Acquired Immune Deficiency Syndromes, 1993. 6(9): p. 1049-1056. Thịnh, T., Kết quả Điều trị Thay thế Bằng Methadone trên bệnh nhân nghiện Heroin tại TPHCM sau 3 năm theo dõi, 2008-2011. 2011. Trung tâm phòng, c.H.A., Báo cáo Hoạt động điều trị thay thế các chất dạng thuốc phiện bằng thuốc Methadone tại Thanh Hóa. 2012. Ramli, M., et al., Associated risk factors to Non-compliance to Methadone Maintenance Therapy. The Medical journal of Malaysia, 2012. 67(6): p. 560-564. Blum, J., J. Durocher, and D. Abbas, Proposal for the inclusion of misoprostol in the WHO model list of essential medicines. Gynuity Health Projects, 2010: p. 1-34. Riki Febrian, J.B., When Do Indonesian MMT Clients Cease Injecting? Harm Reduction, in In CD The 10th International Congress on AIDS in Asia and the Pacific. 2011: Busan, Korea. Igor Van Laere, T.H., et al, Methadone Maintenance Treatment and HIV Care in West Java Indonesia: Smaller Team, Higher Retention, in In CD The 10th International Congress on AIDS in Asia and the Pacific. 2011: Busan, Korea. Che, Y., et al., Predictors of early dropout in methadone maintenance treatment program in Yunnan province, China. Drug and alcohol review, 2010. 29(3): p. 263-270. Yin, W., et al., Scaling up the national methadone maintenance treatment program in China: achievements and challenges. International journal of epidemiology, 2010. 39(suppl 2): p. ii29-ii37. Jiang, H., et al., Factors associated with one year retention to methadone maintenance treatment program among patients with heroin dependence in China. Subst Abuse Treat Prev Policy, 2014. 9(11). Tạp chí Y học dự phòng, Tập XXV, Số 10 (170) 2015 PROBABILITY OF DROPOUT AND DETERMINANTS AMONG PATIENTS REGISTERED AT SIX METHADONE MAINTENANCE TREATMENTS IN THAI NGUYEN Dao Thi Minh An1, Nguyen Thi Huyen Trang1, Le Ai Kim Anh2, Nguyen Hoang Long3 1 Department of Epidemiology – Hanoi Medical University 2 Provincial AIDS center of Thai Nguyen 3 Vietnam Administration for HIV/AIDS Control, Ministry of Health To analyse probability of quitting methadone treatment 30 days continously and determinants among patients registered at 6 MMTs in Thai Nguyen. Retrospective cohort design was applied to estimate propobality of dropout MMT through times. Case control study was applied to analyze determinants of quitting. Quitting events were identified through time for calculating propobality of dropout using Kapplan Meier analysis. Cox regression were used to analyze determinants. Probabilityamong of quitting increased rappidly in the first 3 years of treatment (year 1:8,7%, year 2:18,0% and year 3:25,8 %. ). Determinants of quitting are having individual difficulties; keep using heroine; be introduced for MMT bypolice. MMT implemented at communce is model of concern. Strengthening patient’s family supports for MMT patients regarding spiritand family relationships. Enhance the involvement of the health workers and staff of the people's Committees in troduce in step of introducing drug users to the MMTs. Keywords: Dropout, MMT, determinants Tạp chí Y học dự phòng, Tập XXV, Số 10 (170) 2015 267
- Xem thêm -

Tài liệu liên quan

Tài liệu vừa đăng