Sử dụng kĩ thuật phân tích dọc và phân tích nhị biến tìm hiểu đặc điểm tuổi dậy thì và quan hệ tình dục ở vị thành niên tại Chí Linh, Hải Dương pot

| TỔNG QUAN & NGHIÊN CỨU | Tạp chí Y tế Công cộng, 9.2009, Số 13 (13) 17 Bài viết nghiên cứu này sử dụng kó thuật phân tích dọc (ước lượng Kaplan Meier, mô hình hồi qui Cox) và phân tích nhò biến (bivariate) tìm hiểu đặc điểm tuổi dậy thì, hành vi quan hệ tình dục (QHTD) ở vò thành niên (VTN) và yếu tố liên quan. Số liệu sử dụng phân tích là từ điều tra nghiên cứu sức khoẻ 9300 vò thành niên tại huyện Chí Linh, Hải Dương - cơ sở thực đòa của Trường đại học Y tế Công cộng. Tuổi dậy thì ở nam VTN là 15,1 tuổi và ở nữ là 14,1 tuổi. Nữ dậy thì sớm hơn nam, nhóm tuổi trẻ hơn có tuổi dậy thì sớm hơn, VTN thành thò dậy thì sớm hơn VTN nông thôn, VTN có điều kiện kinh tế khá giả hơn dậy thì sớm hơn, khác biệt có ý nghóa thống kê (p<0.001 hoặc p<0.01). Ứơc lượng Kaplan Meier thấy xu hướng tuổi dậy thì ở nam nữ VTN ngày càng sớm hơn trong đoàn hệ VTN tuổi trẻ hơn. Mô hình hồi qui Cox cho thấy tỷ lệ dậy thì ở nam VTN chủ yếu ở học sinh cấp 2. Nữ VTN thành thò, nữ có điều kiện kinh tế khá giả hơn và nữ có tình trạng sức khoẻ tốt hơn dậy thì sớm hơn. Tỷ lệ VTN chưa kết hôn đã QHTD là 0,9% (1,4% nam và 0,3% nữ). Trong VTN trả lời câu hỏi về QHTD (không tính từ chối trả lời) thì có 1,7% nam và 0,4% nữ VTN trả lời đã QHTD. Tuổi QHTD lần đầu ở nam VTN là 16,2 tuổi và ở nữ là 16,1 tuổi. VTN nhóm 10-14 tuổi QHTD lần đầu sớm hơn nhóm 15-19 tuổi (P<0.001). Ứơc lượng Kaplan Meier thấy xu hướng tuổi QHTD ở nam VTN ngày càng sớm hơn trong đoàn hệ tuổi trẻ hơn. Chưa thấy bằng chứng xu hướng tuổi QHTD ở nữ sớm hơn trong đoàn hệ tuổi trẻ hơn (P>0.05). Mô hình hồi qui Cox cho thấy nam VTN dậy thì sớm hơn có QHTD sớm hơn, nam VTN bò lạm dụng tình dục có nguy cơ QHTD gấp 58 lần VTN không bò lạm dụng tình dục. Chưa thấy biến số liên quan có ý nghóa dự đoán tỷ lệ QHTD lần đầu ở nữ. Từ khoá: Dậy thì, quan hệ tình dục, vò thành niên Applying survival and bivariate analysis to explore the pubertal onset and sexual behavior among adolescents in Chi Linh, Hai Duong province Nguyen Van Nghi (*), Vu Manh Loi (**), Le Cu Linh (*) Sử dụng kó thuật phân tích dọc và phân tích nhò biến tìm hiểu đặc điểm tuổi dậy thì và quan hệ tình dục ở vò thành niên tại Chí Linh, Hải Dương Nguyễn Văn Nghò (*), Vũ Mạnh Lợi (**), Lê Cự Linh (*) 18 Tạp chí Y tế Công cộng, 9.2009, Số 13 (13) | TỔNG QUAN & NGHIÊN CỨU | This research paper uses survival analysis (Kaplan Meier estimation, Cox regression) and bivariate analysis to explore the onset of puberty and sexual behavior among adolescents and related factors. Data used in this article is from the survey of the adolescent health research project conducted in Chi Linh district, Hai Duong province - a research and training field site of Hanoi School of Public Health. The pubertal age is 15.1 years old for boys and 14.1 years old for girls. The onset of puberty in girls is earlier than that in boy counterpart and is earlier in younger age groups. The pubertal age is earlier in urban adolescents compared to the rural ones and is earlier among those being better off compared to poorer ones, and the difference is statistical significance (p<0.001 and p<0.01). Kaplan Meier estimation shows that pubertal onset in both boys and girls tends to be earlier in younger age cohort. It is found with Cox regression that age, education are significantly associated with pubertal onset in boys while age, urban residence, economic condition, health status are significantly associated with pubertal onset in girls. About 0.9% of unmarried adolescents (1.4 boys and 0.3% girls) have had sexual experience. Among those adolescents who report their sexual experience, the percentage of boys is 1.7% and the percentage of girls is 0.4% girls (excluding those who avoid answering questions). The average age of those adolescents who had sexual debut is 16,2 for boys and 16,1 for girls. Adolescents in 10-14 years old group have sex debut earlier than those in 15-19 years old group (P<0.001). Kaplan Meier estimation shows that boys in younger age cohort tends to have first sexual intercourse earlier, but the same trend is not yet found statistically significant in girls (P>0.05). It is also found with Cox regression that early pubertal adolescents have earlier first sexual intercourse while adolescents with forced sex/sexual abuse experiences are at higher risk (58 times higher) of having sexual intercourse than other adolescents. There is no variable significantly associated with sexual debut in girls. Key word: Puberty, sexual intercourse, adolescents Các tác giả (*) Trường Đại học Y tế Công cộng - Thạc sỹ Nguyễn Văn Nghò, giảng viên, Nghiên cứu sinh YTCC, Trường Đại học YTCC, số 138 Giảng Võ, Hà nội. ĐT: 0912232404. Email: ntn3@hsph.edu.vn, nghòvn99@yahoo.com - TS Lê Cự Linh, giảng viên trường Đại học YTCC. ĐT: số 138 Giảng võ, Hà nội. ĐT: 0913012848 (**) PGS.TS Vũ Mạnh Lợi, Viện Xã hội học. ĐT: 0912013779 1. Đặt vấn đề Vò thành niên (VTN) 10 - 19 tuổi là giai đoạn đặc biệt của cuộc đời, giai đoạn phát triển tâm sinh lý, cơ thể và đặc điểm cá nhân từ trẻ con sang giai đoạn trưởng thành. Trong giai đoạn này VTN có thể có các thay đổi chuyển tiếp (như học và thôi học, chưa đi làm và đi làm, chưa yêu và yêu, chưa quan hệ tình dục và có thể có quan hệ tình dục ) và phải ra nhiều quyết đònh quan trọng trong cuộc sống trong khi kinh nghiệm sống và các kiến thức về tâm sinh lý, về xã hội, nghề nghiệp còn chưa đònh hình ổn đònh [7]. Theo số liệu tổng điều tra dân số và nhà ở Việt Nam năm 1999, VTN 10-19 tuổi chiếm 22,7% dân số, theo số liệu điều tra biến động dân số kế hoạch hoá gia đình 1/4/2005 thì VTN chiếm 21,2% [3]. Lứa tuổi vò thành niên tuy tham gia vào lực lượng sinh sản không lớn, tỷ suất sinh riêng thấp song lại | TỔNG QUAN & NGHIÊN CỨU | Tạp chí Y tế Công cộng, 9.2009, Số 13 (13) 19 là lực lượng kế cận tham gia vào đời sống tình dục và sinh đẻ. Hội nghò Dân số quốc tế năm 1994 tại Cairô (Ai Cập) nhấn mạnh vấn đề chăm sóc sức khoẻ sinh sản (SKSS) thanh niên/vò thành niên và coi đó là một nội dung quan trọng trong chương trình chăm sóc SKSS. Từ năm 1995, Việt Nam đã tăng cường, mở rộng các hoạt động chăm sóc SKSS và nội dung chăm sóc SKSS thanh thiếu niên là một trong các nội dung chiến lược được quan tâm [6]. Dậy thì là giai đoạn có nhiều thay đổi về thể chất, tinh thần ở VTN và thường trong khoảng từ 9 - 17 tuổi có thể kéo dài trong 4 - 5 năm với nam và 3 - 4 năm với nữ. Dấu hiệu điển hình của dậy thì là xuất tinh lần đầu ở nam và có kinh nguyệt lần đầu ở nữ, báo hiệu cơ quan sinh sản bắt đầu giai đoạn trưởng thành. VTN dậy thì sớm hơn, quan hệ tình dục (QHTD) sớm hơn, có những nguy cơ liên quan tới QHTD không an toàn, có thai ngoài ý muốn, nạo hút thai và bệnh lây truyền qua quan hệ tình dục [8, 10]. Tuổi dậy thì trung bình, tuổi trung bình QHTD lần đầu của VTN được ước lượng cắt ngang là không tính đến thời gian phơi nhiễm của các cá nhân khác nhau trong các đoàn hệ tuổi khác nhau. Kó thuật phân tích dọc (survival analysis) thường được sử dụng trong các nghiên cứu thuần tập theo dõi dọc theo thời gian và cũng được sử dụng với số liệu điều tra mô tả cắt ngang với giả đònh rằng thời gian theo dõi chính là độ tuổi VTN (bắt đầu là 10 tuổi và kết thúc là 19 tuổi). Các trường hợp đến thời điểm điều tra vẫn chưa có sự kiện (dậy thì hoặc quan hệ tình dục) gọi là right censor và các trường hợp không thu thập được thông tin về sự kiện hoặc tuổi sự kiện trước khi điều tra gọi là left censor (không được đưa vào phân tích). Kó thuật phân tích dọc ước lượng tuổi trung bình có sự kiện dậy thì hoặc QHTD ở từng đoàn hệ tuổi của VTN tính đến thời gian phơi nhiễm của các cá nhân trong mỗi đoàn hệ tuổi đó. Nói cách khác phân tích dọc ước lượng xác xuất có sự kiện và tuổi trung bình có sự kiện trong từng đoàn hệ tuổi với tổng thời gian phơi nhiễm tương ứng, từ đó so sánh tuổi trung bình và xác xuất có sự kiện trong các đoàn hệ tuổi để thấy sự khác nhau và xu hướng thay đổi theo thời gian qua các đoàn hệ tuổi VTN. Bài viết nghiên cứu này sử dụng kó thuật phân tích dọc và phân tích nhò biến để tìm hiểu đặc điểm tuổi dậy thì và QHTD ở VTN và một số yếu tố liên quan (tuổi, giới tính, nơi ở, điều kiện kinh tế, học vấn). Số liệu phân tích được trích xuất từ bộ số liệu điều tra sức khoẻ thanh thiếu niên tại cơ sở thực đòa Chililab, huyện Chí Linh, Hải Dương [4]. 2. Phương pháp nghiên cứu Nghiên cứu mô tả dọc (longitudinal) về sức khỏe thanh thiếu niên tại huyện Chí Linh, tỉnh Hải Dương gồm các mô đun khác nhau, tiến hành thu thập số liệu đònh kì trong nhiều năm về tình trạng sức khoẻ thanh thiếu niên (TTN), yếu tố nguy cơ, yếu tố bảo vệ hành vi liên quan sức khoẻ và kết nối giữa bố mẹ và TTN. Các thông tin về tình trạng sức khoẻ của TTN như sự trải nghiệm các hành vi không có lợi cho sức khoẻ, kiến thức, thái độ, hành vi của TTN về dậy thì, QHTD, SKSS được thu thập trong mô đun 1 tiến hành 2 năm một lần. Vòng điều tra cơ bản của mô đun 1 được tiến hành từ tháng 7 - 12/2006. Tất cả TTN 10-24 tuổi cư trú tại đòa phương theo qui đònh nhân khẩu thực tế thường trú được điều tra thu thập số liệu (cả nam, nữ). Qui trình điều tra, giám sát thu thập số liệu được thực hiện nghiêm ngặt đảm bảo chất lượng. Số liệu thu thập được làm sạch, kiểm tra kó, nhập vào máy tính tại Cơ sở thực đòa Chililab. Số liệu phân tích trong bài viết này được trích xuất từ bộ số liệu điều tra cơ bản nói trên và phân tích riêng nhóm tuổi VTN (10 - 19 tuổi). Phân tích đơn biến được tiến hành để mô tả phân bố tần suất các đặc điểm đối tượng nghiên cứu đồng thời kiểm tra các thông tin thiếu hoặc không thích hợp. Phân tích nhò biến (bivariate analysis) được tiến hành để tìm hiểu mối liên quan giữa các biến độc lập (tuổi, giới, nơi ở, học vấn, điều kiện kinh tế) và biến phụ thuộc (đã dậy thì, đã có quan hệ tình dục). Mô hình phân tích dọc với kó thuật phân tích sống còn (Survival analysis) (ước lượng Kaplan Meier, hồi qui Cox) được sử dụng để tìm hiểu xu hướng thay đổi tuổi dậy thì và tuổi QHTD lần đầu ở VTN và yếu tố liên quan. Biến số phụ thuộc là Thời gian (sống) đến khi dậy thì được tổ hợp từ biến số tuổi dậy thì và tuổi của VTN khi điều tra. Biến số phụ thuộc là Thời gian sống đến khi QHTD lần đầu được tổ hợp từ biến số tuổi QHTD lần đầu và tuổi của VTN khi điều tra. Với VTN chưa có sự kiện khi điều tra (right censor) thì biến số phụ thuộc sẽ bằng tuổi khi điều tra và VTN đã có sự kiện thì biến số phụ thuộc sẽ bằng tuổi khi có sự kiện. Các trường hợp tuổi khi có sự kiện không thu thập được (không nhớ, từ chối trả lời) hoặc 20 Tạp chí Y tế Công cộng, 9.2009, Số 13 (13) | TỔNG QUAN & NGHIÊN CỨU | không hợp lệ (left censor) sẽ không được đưa vào biến tổ hợp để tính toán. Các biến số độc lập gồm biến số tuổi, giới tính, nơi ở, học vấn, điều kiện kinh tế gia đình, tình trạng sức khoẻ của VTN. Kó thuật phân tích dọc ước lượng xác xuất có sự kiện và tuổi trung bình có sự kiện của VTN trong mỗi đoàn hệ tuổi tính đến tổng thời gian phơi nhiễm của VTN trong mỗi đoàn hệ đó, qua đó thấy được xu hướng khác nhau trong các đoàn hệ tuổi VTN khác nhau. Ví dụ có 2 VTN 15 tuổi khi điều tra trong đó 1 VTN đã QHTD năm 14 tuổi (thời gian phơi nhiễm là 4 năm) và 1 VTN chưa QHTD (thời gian phơi nhiễm là 5 năm). Có 2 VTN khác 18 tuổi trong đó 1 VTN đã QHTD năm 17 tuổi (thời gian phơi nhiễm là 7 năm) và 1 VTN chưa QHTD (thời gian phơi nhiễm là 8 năm). Nếu phân tích cắt ngang thấy xác suất có QHTD trong VTN nhóm 15 tuổi và 18 tuổi là ½ như nhau (50%). Phân tích dọc ước lượng xác suất QHTD (theo số năm phơi nhiễm) của VTN nhóm 15 tuổi là 1/9 cao hơn nhóm VTN 18 tuổi là 1/15. 3. Kết quả nghiên cứu Trong tổng số 9300 VTN 10-19 tuổi được điều tra, dân tộc Kinh chiếm 99,7%, không tôn giáo 99,9%, học sinh 85,1%. Có 99% VTN là chưa kết hôn, 0,8% VTN đã kết hôn, một tỷ lệ rất nhỏ li thân, góa. Giá trò Phi và Cramer's V < 0.01 giữa các nhóm tình trạng hôn nhân cho thấy tác động của cỡ mẫu (effect size) là rất nhỏ về sự kiện dậy thì và QHTD theo tình trạng hôn nhân. Vì vậy phân tích chỉ tiến hành với VTN chưa kết hôn (có 9220 VTN) gồm 4720 nam (51,2%) và 4500 nữ (48,8%). Tuổi dậy thì trung bình ở nam (tuổi lần đầu có xuất tinh) là 15,1 tuổi và tuổi trung bình dậy thì nữ (tuổi lần đầu có kinh nguyệt) là 14,1 tuổi. Tỷ lệ khá lớn vò thành niên trả lời đã dậy thì nhưng không nhớ tuổi có xuất tinh lần đầu (52,6% nam) và không nhớ tuổi có kinh nguyệt lần đầu (21,4% nữ). Vậy số lượng VTN đã dậy thì là 69,3% nam và 77% nữ. Trong nhóm tuổi 10-14 tuổi, tuổi trung bình dậy thì ở nam là 13,2 tuổi (53,7%) và ở nữ là 13 tuổi (53,2%). Nhóm 15-19 tuổi, tuổi trung bình dậy thì ở nam là 15,7 tuổi (chiếm 83% VTN 15-19 tuổi) và ở nữ là 14,5 tuổi (chiếm 96,4% VTN 15-19 tuổi). Biến số tuổi dậy thì VTN (tổ hợp từ biến số tuổi xuất tinh lần đầu ở nam và tuổi có kinh nguyệt lần đầu ở nữ) có phân bố chuẩn, kiểm đònh t test so sánh sự khác nhau theo giới tính thấy tuổi dậy thì nữ sớm hơn nam, sự khác biệt có ý nghóa thống kê (F=26, p<0.001 và t=6, p<0.001). Phân tích riêng nam, nữ, kiểm đònh T test thấy cả nam, nữ VTN nhóm tuổi thấp hơn dậy thì sớm hơn, VTN thành thò dậy thì sớm hơn, nữ VTN sức khoẻ tốt dậy thì sớm hơn, khác biệt có ý nghóa thống kê. Nam Nữ Số lượng VTN Tuổi TB dậy thì Tỷ lệ % đã dậy thì Số lượng VTN Tuổi TB dậy thì Tỷ lệ % đã dậy thì Nhóm tuổi 10-14 tuổi 2212 13.2 53.7 2025 13 53.2 15-19 tuổi 2508 15.7 83.1 2475 14.5 96.4 Đòa bàn nơi ở Thành thò 2253 15 69.2 2199 14 79.6 Nông thôn 2467 15.3 69.4 2301 14.4 74.5 Điều kiện kinh tế Nghèo 1313 15.1 67.6 1251 14.3 71.7 Trung bình 1781 15.1 68.8 1683 14.3 76 Khá, giầu 1626 14.9 71.1 1566 13.8 81.6 Tổng chung 4720 15.1 69.3 4500 14.1 77 Bảng 1. Tuổi trung bình dậy thì nam nữ theo nhóm tuổi, nơi ở, điều kiện kinh tế Khác nhau tuổi dậy thì trung bình Nam (tuổi dậy thì = 15.1) Nữ (tuổi dậy thì = 14.1) Số VTN đã DT Tuổi dậy thì Giá trò t P Số VTN đã DT Tuổi dậy thì Giá trò t P Kiểm đònh T test 10-14 tuổi 197 13.2 -19 <0.001 639 13 -26 <0.001 15-19 tuổi 591 15.7 1863 14.5 Thành thò 390 15 -2.8 <0.01 1338 14 -9 <0.001 Nông thôn 398 15.3 1164 14.4 Sức khoẻ tốt 650 15.1 -0.5 >0.05 1928 14.07 -2 <0.05 Sức khoẻ TB, kém 112 15.2 471 14.21 Bảng 2. Khác nhau tuổi dậy thì theo nhóm tuổi, nơi ở Biểu đồ 1. Tuổi dậy thì theo nơi ở và điều kiện kinh tế gia đình | TỔNG QUAN & NGHIÊN CỨU | Tạp chí Y tế Công cộng, 9.2009, Số 13 (13) 21 Phân tích Anova (one way) về tuổi dậy thì của VTN theo điều kiện kinh tế thấy ở nam, phương sai không đồng nhất (Levene=3,8, p<0.05) chưa thấy bằng chứng sự khác nhau tuổi dậy thì theo các nhóm điều kiện kinh tế (F = 1.2, p>0.05), Post Hoc Test Dunnett' T3 không có ý nghóa thống kê (p>0.05). Ở nữ thấy phương sai đồng nhất (Levene=0.2, p>0.05), nữ điều kiện kinh tế khá giả hơn dậy thì sớm hơn (F = 38.4, p<0.001), Post Hoc Test LSD có ý nghóa thống kê (p<0.001). Phân tích nhóm VTN cùng độ tuổi với điều tra SAVY (14 - 19 tuổi) thấy tuổi dậy thì nam là 15,5 tuổi cao hơn điều tra SAVY (15,1 tuổi) so sánh cùng khu vực đồng bằng bắc bộ (t=7, p<0.001) và tuổi dậy thì nữ là 14,3 tuổi cao hơn kết quả SAVY 14 tuổi (t=12, p<0.001). Tìm hiểu xu hướng tuổi dậy thì của VTN thay đổi như thế nào theo thời gian và yếu tố liên quan (giả đònh yếu tố liên quan không thay đổi), mô hình phân tích dọc (ước lượng Kaplan Meier và Hồi qui Cox) được sử dụng. Tổ hợp biến thời gian (sống) đến khi dậy thì không bao gồm các trường hợp tuổi dậy thì bò mất (không nhớ, từ chối trả lời) hoặc lớn hơn tuổi khi điều tra (không hợp lệ). Kết quả có 650 nam và 2309 nữ VTN đã dậy thì được đưa vào biến tổ hợp. Phân tích Kaplan Meier theo giới tính thấy tuổi dậy thì ở nam muộn hơn nữ (biểu đồ 2) , khác biệt có ý nghóa (Log Rank -Mantel-Cox ÷2=943.6, p<0.001). Ước lượng Kaplan Meier thấy tuổi dậy thì nam có xu hướng ngày càng sớm hơn trong VTN trẻ tuổi hơn, khác biệt có ý nghóa (Log Rank-Mantel-Cox ÷2=194.6, P<0.001). Phân tích tương tự thấy nam VTN thành thò dậy thì sớm hơn nông thôn, nam điều kiện kinh tế khá giả hơn dậy thì sớm hơn, khác nhau có ý nghóa thống kê. Chưa có bằng chứng nam VTN sức khoẻ tốt dậy thì sớm hơn (không trình bày bảng số liệu kết quả ở đây). Phân tích hồi qui Cox về tuổi dậy thì nam và một số yếu tố liên quan (tuổi, nơi ở, học vấn, điều kiện kinh tế, tình trạng sức khoẻ), giá trò Omibus test ( χ2 = 92, p<0.001) phản ánh mô hình hồi qui phù hợp. Kết quả thấy biến số học vấn liên quan tỷ lệ nghòch với tỷ lệ dậy thì ở nam VTN. Tỷ lệ nam VTN học vấn cấp 3 dậy thì ít hơn học vấn cấp 2 40% (Wald = 5, p<0.05; OR = 0.6, CI=0.4-0.9), phản ánh nam dậy thì chủ yếu ở cấp 2. Bảng 3. VTN dậy thì theo giới tính, độ tuổi Biểu đồ 2. Thời gian đến khi dậy thì ở nam và nữ VTN Bảng 4. Ước lượng tuổi dậy thì nam theo độ tuổi 22 Tạp chí Y tế Công cộng, 9.2009, Số 13 (13) | TỔNG QUAN & NGHIÊN CỨU | Ước lượng Kaplan Meier thấy tuổi dậy thì nữ có xu hướng ngày càng thấp hơn trong nhóm VTN nữ tuổi trẻ hơn, khác biệt có ý nghóa thống kê (Log Rank -Mantel-Cox ÷2=480, P<0.001). Phân tích tương tự thấy nữ VTN thành thò, nữ điều kiện kinh tế khá giả hơn dậy thì sớm hơn, khác biệt có ý nghóa thống kê. Chưa có bằng chứng khác biệt tuổi dậy thì nữ theo tình trạng sức khoẻ (không trình bày bảng số liệu kết quả ở đây). Phân tích hồi qui Cox về tuổi dậy thì nữ và một số yếu tố liên quan (tuổi, nơi ở, học vấn, điều kiện kinh tế, tình trạng sức khoẻ), giá trò Omibus test ( χ2 = 368.6, p>0.05) phản ánh mô hình hồi qui phù hợp. Kết quả là biến số nơi ở, điều kiện kinh tế (tỷ lệ thuận) liên quan có ý nghóa thống kê với tỷ lệ dậy thì ở nữ VNT. Tỷ lệ nữ VTN thành thò đã dậy thì gấp 1,3 lần nữ nông thôn (Wald = 25.6, p<0.001; OR = 1.3, CI=1.2-1.4). Tỷ lệ nữ VTN điều kiện kinh tế khá giả đã dậy thì gấp 1,3 lần nữ kinh tế nghèo (Wald = 13, p<0.001; OR = 1.3, CI=1.1-1.4). Phân tích về hành vi QHTD ở VTN thấy tỷ lệ VTN chưa kết hôn trả lời đã QHTD là 0,9% (1,4% nam và 0,3% nữ). Trong số VTN trả lời câu hỏi về QHTD (không tính từ chối trả lời) thì có 1,7% nam và 0,4% nữ VTN trả lời đã QHTD. Nhóm VTN 10 - 14 tuổi đã QHTD ít hơn nhóm 15-19 tuổi, sự khác biệt có ý nghóa thống kê (P<0.01). Chưa thấy bằng chứng sự khác biệt về tỷ lệ QHTD giữa VTN thành thò và nông thôn. Tỷ lệ VTN QHTD với bạn bè quen ở VTN nông thôn cao hơn thành thò, sự khác nhau có ý nghóa. Tuy nhiên hệ số Phi, Cramer's V nhỏ phản ánh tác động của cỡ mẫu trong các phân nhóm nhỏ do tần xuất sự kiện QHTD nhỏ (giá trò 0.1-0.3 là được, 0.3-0.5 là trung bình, trên 0.5 là tốt, giá trò khuyến nghò >0.3). Phân tích theo điều kiện kinh tế gia đình thấy VTN điều kiện kinh tế khá giả hơn thì tỷ lệ QHTD với bạn bè và người họ hàng ít hơn ( χ2 tương ứng và P<0.05). Tuy nhiên hệ số Phi, Cramer's V nhỏ hơn 0.1 phản ánh tác động cỡ mẫu là nhỏ được lưu ý trong phiên giải kết quả. Phân tích về tuổi QHTD lần đầu và tuổi của người QHTD lần đầu với VTN thấy tuổi trung bình QHTD lần đầu ở nam là 16,2 tuổi cao hơn tuổi trung bình của người QHTD lần đầu với nam (15,3 tuổi). Tuổi trung bình QHTD lần đầu ở nữ là 16,1 tuổi thấp hơn tuổi trung bình người QHTD lần đầu với nữ (19,9 tuổi), khác biệt có ý nghóa thống kê (P<0.01). Biến tuổi QHTD lần đầu và biến tuổi người QHTD lần đầu với VTN có phân bố chuẩn, hệ số tương quan Pearson cao (r=0.6, P<0.001). Chưa thấy bằng chứng tuổi QHTD lần đầu nam khác nữ (F=0.047, p>0.05; t=0.03, p>0.05). Bảng 5. Ước lượng tuổi dậy thì nữ theo độ tuổi Giới tính Nơi ở Nhóm tuổi Nam Nữ Thành thò Nông thôn 10 - 14t 15 - 19t Đã từng QHTD Số lượng VTN trả lời 3902 3949 3840 4011 3427 4424 Số lượng đã QHTD 66 14 36 44 15 65 Tỷ lệ % 1.7 0.4 0.9 1.1 0.4 1.5 χ2, P χ2=34.8, P<0.001 χ2=0.5, P>0.05 χ2=20.4, P<0.001 OR, CI OR=4.8, CI=2.7-8.6 OR=0.8, CI=0.6-1.3 OR=0.3, CI=0.2-0.5 Phi, Cramer’s V 0.1 0.01 0.1 QHTD với người yêu Số lượng VTN trả lời 3724 3772 3653 3843 3155 4341 Số lượng đã QHTD 53 6 25 34 5 54 Tỷ lệ % 1.4 0.2 0.7 0.9 0.2 1.2 χ2, P χ2=38.4, P<0.001 χ2=1, P>0.05 χ2=27.6, P<0.001 OR, CI OR=9, CI=3.9-21 OR=0.8, CI=0.5-1.3 OR=0.2, CI=0.1-0.3 Phi, Cramer’s V 0.1 0.01 0.1 QHTD với bạn quen Số lượng VTN trả lời 3745 3829 3721 3853 3227 4347 Số lượng đã QHTD 42 13 18 37 30 25 Tỷ lệ % 1.1 0.3 0.5 1 0.9 0.6 χ2, P χ2=16, P<0.001 χ2=6, P<0.05 χ2=3.2, P<0.05 OR, CI OR=3.3, CI=1.8-6.2 OR=0.5, CI=0.3-0.9 OR=1.6, CI=1-2.8 Phi, Cramer’s V 0.1 0.03 0.02 QHTD với họ hàng Số lượng VTN trả lời 3773 3844 3730 3887 3259 4358 Số lượng đã QHTD 18 12 10 20 24 6 Tỷ lệ % 0.5 0.3 0.3 0.5 0.7 0.1 χ2, P χ2=1.3, P>0.05 χ2=3, P>0.05 χ2=17, P<0.001 OR, CI OR=1.5, CI=0.7-3.2 OR=0.5, CI=0.2-1.1 OR=5.4, CI=2.2-13.2 Phi, Cramer’s V 0.01 0.02 0.1 QHTD với mại dâm Số lượng VTN trả lời 3847 3879 3788 3938 3285 4441 Số lượng đã QHTD 18 0 7 11 6 12 Tỷ lệ % 0.5 0 0.2 0.3 0.2 0.3 χ2, P χ2=18, P<0.001 χ2=0.7, P>0.05 χ2=0.6, P>0.05 OR, CI *** OR=0.7, CI=0.3-1.7 OR=0.7, CI=0.3-1.8 Phi, Cramer’s V 0.1 0.01 0.01 Bảng 6. Khác nhau về QHTD chia theo giới tính, nơi ở, nhóm tuổi | TỔNG QUAN & NGHIÊN CỨU | Tạp chí Y tế Công cộng, 9.2009, Số 13 (13) 23 Kiểm đònh t test về tuổi QHTD lần đầu theo nhóm tuổi, thành thò, nông thôn thấy tuổi QHTD lần đầu ở VTN nhóm 10-14 tuổi thấp hơn nhóm 15-19 tuổi (p<0.001). Chưa thấy bằng chứng khác nhau tuổi QHTD lần đầu giữa VTN thành thò và nông thôn (p>0.05). Phân tích One way Anova chưa thấy bằng chứng khác nhau có ý nghóa về tuổi QHTD lần đầu theo học vấn và điều kiện kinh tế ở nam, nữ VTN (p>0.05). Tìm hiểu xu hướng tuổi QHTD lần đầu của VTN thay đổi theo thời gian và yếu tố liên quan (giả đònh yếu tố liên quan không thay đổi), mô hình phân tích dọc (ước lượng Kaplan Meier và Hồi qui Cox) được sử dụng. Tổ hợp biến thời gian (sống) đến khi QHTD không bao gồm các trường hợp tuổi QHTD bò mất (không nhớ, từ chối trả lời) hoặc lớn hơn tuổi khi điều tra (không hợp lệ). Có 80 VTN trả lời đã QHTD (66 nam, 14 nữ) thì biến tổ hợp có 45 nam và 6 nữ được phân tích. Phân tích Kaplan Meier theo giới tính thấy tuổi QHTD lần đầu ở nữ sớm hơn nam, khác biệt có ý nghóa thống kê (Log Rank - Mantel-Cox χ2=31, P<0.001) Ước lượng Kaplan Meier thấy tuổi QHTD lần đầu ở nam có xu hướng ngày càng thấp hơn trong nhóm VTN trẻ hơn, sự khác biệt có ý nghóa thống kê (Log Rank -Mantel-Cox χ2=18.6, p<0.01) . Phân tích tương tự chưa thấy bằng chứng khác biệt xu hướng tuổi QHTD lần đầu ở nam VTN theo thành thò/nông thôn và điều kiện kinh tế, giá trò Log Rank -Mantel-Cox χ2 tương ứng và p>0.05 (không trình bầy bảng số liệu ở đây). Phân tích hồi qui Cox về QHTD ở nam VTN và một số biến số liên quan (tuổi, tuổi dậy thì, nơi ở, học vấn, điều kiện kinh tế, đã từng bò lạm dụng tình dục), giá trò Omibus test χ2 = 32, P<0.001 phản ánh mô hình hồi qui phù hợp. Kết quả là biến số tuổi dậy thì có liên quan tỷ lệ nghòch và biến số bò lạm dụng tình dục (QHTD bò ép buộc) liên quan tỷ lệ thuận có ý nghóa thống kê dự đoán tỷ lệ QHTD lần đầu ở Biểu đồ 3. Tuổi VTN QHTD và tuổi người QHTD với VTN Bảng 7. Khác nhau tuổi QHTD lần đầu theo nơi ở, nhóm tuổi Bảng 8. VTN đã QHTD theo giới tính, độ tuổi Bảng 9. Ước lượng tuổi QHTD lần đầu ở nam theo độ tuổi (Không có nam dưới 13 tuổi QHTD) 24 Tạp chí Y tế Công cộng, 9.2009, Số 13 (13) | TỔNG QUAN & NGHIÊN CỨU | nam VTN. Khi tuổi dậy thì tăng lên 1 tuổi (dậy thì muộn hơn) thì tỷ lệ QHTD giảm đi 42% so với tuổi dậy thì trước đó (Wald = 12.3, p<0.001; OR = 0.6, CI=0.4-0.8). Nam VTN đã từng bò lạm dụng tình dục có nguy cơ QHTD gấp 58 lần nam VTN không bò lạm dụng tình dục (Wald = 99.1, p<0.001; OR = 57.8, CI=26-128). Ước lượng Kaplan Meier thấy tuổi QHTD ở nữ có xu hướng ngày càng thấp hơn trong VTN đoàn hệ tuổi trẻ hơn, nhưng chưa có bằng chứng khẳng đònh (Log Rank -Mantel-Cox χ2=2.8, P>0.05). Phân tích tương tự chưa thấy bằng chứng xác đònh xu hướng tuổi QHTD lần đầu ở nữ thành thò/nông thông và theo điều kiện kinh tế (không trình bầy bảng số liệu ở đây). Phân tích Hồi qui Cox về QHTD ở nữ VTN và một số biến số liên quan (tuổi, tuổi dậy thì, nơi ở, học vấn, điều kiện kinh tế, đã từng bò lạm dụng tình dục), giá trò Omibus test χ2 = 12.3, p>0.05 cho thấy mô hình hồi qui không phù hợp. Không thấy biến số nào liên quan có ý nghóa dự đoán tỷ lệ QHTD lần đầu ở nữ VTN (giá trò kiểm đònh Wald tương ứng và p>0.05). 4. Bàn luận Điều tra sức khoẻ TTN tiến hành trong cơ sở thực đòa nghiên cứu của trường Đại học YTCC với qui trình thu thập số liệu đảm bảo chất lượng. Tuy vậy một số thông tin về tình dục, SKSS vẫn là nhạy cảm với VTN. Vì vậy nghiên cứu này chỉ phân tích, phiên giải, kết luận về biến số nghiên cứu khi giá trò Phi Cramer'V phản ánh tác động cỡ mẫu đủ lớn (>0.1). Dậy thì là giai đoạn phát triển đặc biệt trong độ tuổi VTN. Không phải đến khi nam có xuất tinh hay nữ có kinh nguyệt lần đầu thì mới gọi là dậy thì, mà quá trình dậy thì gồm nhiều đặc điểm thay đổi về thể chất và tinh thần diễn ra tuần tự, kế tiếp nhau được gọi là đồng hồ sinh học, do tác động của hooc môn tới sự phát triển cơ thể [13]. VTN dậy thì sớm hơn, tuổi kết hôn muộn hơn làm cho thời gian phơi nhiễm với QHTD ở VTN tăng lên, làm tăng nguy cơ QHTD không an toàn (có thai ngoài ý muốn, bệnh lây truyền đường tình dục) ảnh hưởng tới sức khoẻ, phát triển thể chất, tinh thần của VTN. Sự kiện có kinh nguyệt lần đầu và có xuất tinh lần đầu là sự kiện quan trọng ở tuổi VTN được lưu ý và ghi nhớ, tuy nhiên khoảng 1/5 nữ và ½ nam VTN không nhớ chính xác thời điểm lần đầu có sự kiện này ở bản thân cho thấy sự kiện có kinh nguyệt lần đầu được nữ ghi nhớ tốt hơn. Tuổi dậy thì trung bình của VTN là 15,1 tuổi ở nam và 14,1 tuổi ở nữ. Tuổi dậy thì cả ở nam và nữ đều cao hơn kết quả Điều tra quốc gia thanh thiếu niên năm 2003 (SAVY) khi so sánh cùng độ tuổi 14-19 tuổi khu vực đồng bằng Bắc bộ [1]. Trong VTN 15 tuổi có 70,4% nam và 94,2% nữ đã dậy thì cũng cao hơn kết quả điều tra SAVY 2003 (50% nam và 79% nữ đã dậy thì). So sánh theo nhóm tuổi bằng kiểm đònh t test thấy VTN nhóm 10-14 tuổi dậy thì sớm hơn nhóm 15-19 tuổi. Kết quả ước lượng Kaplan Meier cho thấy xu hướng tuổi dậy thì ngày càng sớm hơn ở nam, nữ trong các đoàn hệ VTN tuổi trẻ hơn. Kết quả hồi qui Cox thấy VTN nam từ 16 tuổi trở lên thì tỷ lệ dậy thì giảm đi so với đoàn hệ tuổi trước đó, tỷ lệ VTN nam dậy thì chủ yếu ở học sinh cấp cấp 2. VTN nữ từ 14 tuổi trở đi tỷ lệ dậy thì giảm đi so với tuổi trước đó. Nam, nữ VTN thành thò dậy thì sớm hơn nông thôn, VTN điều kiện kinh tế khá giả hơn dậy thì sớm hơn, VTN nữ sức khoẻ tốt hơn dậy thì sớm hơn. Để biết được đầy đủ về tuổi dậy thì của VTN giảm đi bao nhiêu sau một khoảng thời gian thì cần nghiên cứu số liệu các vòng điều tra tiếp theo. Nghiên cứu trên thế giới thấy tuổi dậy thì VTN giảm 2-3 tháng cho mỗi khoảng 10 năm và giảm 3 năm tính từ thế kỷ 19 [5]. Điều tra SAVY cũng thấy VTN thành thò dậy thì sớm hơn VTN nông thôn (cả nam và nữ). Một nghiên cứu khác ở Việt Nam thấy tuổi dậy thì là 14,4 tuổi ở nữ thành thò, 15,2 tuổi ở nữ nông thôn, 15,8 tuổi với nam thành thò, 16 tuổi với nam nông thôn [5]. Nghiên cứu quốc gia về sức khoẻ thanh thiếu niên Mỹ (Add Health) cho thấy ở tuổi dậy thì VTN hay gặp các biểu hiện đau đầu, mỏi cơ xương Bảng 10. Ước lượng tuổi QHTD lần đầu ở nữ theo độ tuổi (Không có nữ VTN dưới 16 tuổi QHTD) | TỔNG QUAN & NGHIÊN CỨU | Tạp chí Y tế Công cộng, 9.2009, Số 13 (13) 25 do thay đổi nội tiết và căng thẳng cơ thể (stress) và hay gặp ở VTN dậy thì sớm hoặc muộn hơn độ tuổi dậy thì trung bình [12], [9]. Có 0,9% VTN (1,4% nam và 0,3% nữ) chưa kết hôn trả lời đã QHTD, chưa thấy khác biệt giữa thành thò và nông thôn về tỷ lệ VTN đã QHTD (p>0.05). Không tính tỷ lệ từ chối trả lời câu hỏi về QHTD thì có 1,7% nam và 0,4% nữ VTN trả lời đã có QHTD, tỷ lệ này trong VTN 15-19 tuổi là 2,2% nam và 0,4% nữ, gần như kết quả SAVY (2,4% nam, 0,6% nữ). Nghiên cứu SAVY thấy rằng tỷ lệ QHTD ở VTN thành thò cao hơn nông thôn và tỷ lệ đã QHTD trong VTN Việt Nam 15-19 tuổi không quá khác biệt với một số nước trong khu vực [1]. Tuổi trung bình QHTD lần đầu ở nam là 16,2 tuổi cao hơn tuổi trung bình của người QHTD lần đầu với nam VTN (15,3 tuổi) thấp hơn điều tra SAVY nhóm 14-19 tuổi (17.2 tuổi và 17.3 tuổi), khác biệt với SAVY có ý nghóa thống kê (t test p<0.001). Tuổi trung bình QHTD lần đầu ở nữ là 16,1 tuổi thấp hơn tuổi trung bình người QHTD lần đầu với nữ (19,9 tuổi) cũng thấp hơn kết quả SAVY (17 tuổi và 20.5 tuổi), tuy nhiên khác biệt với SAVY không có ý nghóa thống kê (t test p>0.05). Kiểm đònh T test cũng thấy tuổi QHTD lần đầu ở VTN (cả nam và nữ) nhóm 10-14 tuổi thấp hơn nhóm 15-19 tuổi (P<0.001). Chưa thấy bằng chứng sự khác biệt về tuổi QHTD lần đầu ở nam, nữ VTN theo học vấn và điều kiện kinh tế. Tuổi của bạn tình và tuổi QHTD lần đầu có liên quan tới nguy cơ về QHTD, SKSS ở VTN. Nghiên cứu ở Mỹ thấy nữ VTN có bạn tình nhiều tuổi hơn thường có QHTD lần đầu sớm hơn, ít sử dụng bao cao su (BCS) hơn, và có tỷ lệ có thai cao hơn [8]. Nghiên cứu ở châu Âu thấy tuổi QHTD lần đầu càng sớm thì càng có nguy cơ về SKSS, tình dục không an toàn [10]. Ước lượng Kaplan Meier thấy xu hướng tuổi QHTD lần đầu ở nữ VTN sớm hơn nam. Tuổi QHTD lần đầu ở nam có xu hướng sớm hơn trong các đoàn hệ VTN tuổi trẻ hơn. Kết quả hồi qui Cox với nam VTN thấy biến số tuổi dậy thì và biến bò lạm dụng tình dục có liên quan dự đoán QHTD ở nam. Nam VTN dậy thì muộn hơn có tỷ lệ QHTD ít hơn nam dậy thì sớm. Nam VTN bò lạm dụng tình dục có nguy cơ QHTD cao hơn gấp 58 lần nam không bò lạm dụng tình dục. Ở nữ VTN chưa thấy bằng chứng tuổi QHTD lần đầu sớm hơn trong các đoàn hệ nữ trẻ hơn và cũng chưa thấy biến số liên quan có ý nghóa dự đoán tỷ lệ QHTD ở nữ VTN, do số lượng nữ VTN trả lời đã QHTD là rất ít, vì vậy tác động cỡ mẫu là nhỏ. Một nghiên cứu năm 1999 nhận đònh rằng hành vi QHTD của VTN Việt Nam chưa kết hôn cho đến thời điểm nghiên cứu chưa phải là vấn đề nghiêm trọng về sức khoẻ và phúc lợi VTN như một số nghiên cứu trước đó đã đề cập [11]. Nghiên cứu khác thấy rằng VTN thiếu hụt lớn kiến thức về tình dục, mang thai, biện pháp tránh thai [1], [2]. Kết quả nghiên cứu này cho thấy xu hướng VTN ngày càng dậy thì sớm hơn, QHTD sớm hơn phản ánh nguy cơ liên quan QHTD không an toàn, SKSS ở VTN cần được quan tâm hơn. Lời cảm ơn Các tác giả xin chân thành cảm ơn Ban lãnh đạo trường Đại học YTCC, Ban điều hành Cơ sở thực đòa Chililab đã tạo điều kiện cho việc thực hiện nghiên cứu. Xin chân thành cảm ơn GS.TS Michael Dunne, TS Diana Battistutta trường Đại học tổng hợp kó nghệ QUT, Úc đã giúp đỡ trong quá trình phân tích số liệu nghiên cứu. 26 Tạp chí Y tế Công cộng, 9.2009, Số 13 (13) | TỔNG QUAN & NGHIÊN CỨU | Tài liệu tham khảo Tiếng Việt 1. Bộ Y tế, T.C.T.K., WHO, UNICEF (2003). "Điều tra quốc gia về vò thành niên, thanh niên SAVY." 2. Nguyễn Văn Nghò, Lê Cự Linh (2008): Đặc điểm dậy thì, kiến thức về tình dục và BPTT của thanh thiếu niên: Kết quả điều tra ban đầu nghiên cứu sức khoẻ vò thành niên, thanh niên tại huyện Chí Linh, Hải Dương. Tạp chí Y học dự phòng, tập XVIII số 6(98): 25-37. 3. Tổng cục thống kê (2006). Điều tra biến động dân số KHHGĐ 1/4/2005 Nhà xuất bản Thống kê, Hà nội 4. Trường Đại học YTCC (2007). Nghiên cứu dọc về sức khoẻ vò thành niên và thanh niên tại một vùng đô thò hoá huyện Chí Linh tỉnh Hải Dương: Báo cáo Mô đun 1 5. Uỷ ban Quốc gia Dân số- KHHGĐ (1999): Sức khoẻ sinh sản vò thành niên: Khảo sát, đánh giá về kiến thức, thái độ và thực hành của thanh thiếu niên Hải phòng với các vấn đề liên quan đến SKSS. Hà nội 1999 6. Uỷ ban quốc gia dân số và KHHGĐ (2000). "Chiến lược quốc gia DS-KHHGĐ giai đoạn 2001-2010." Hà nội. 7. Vũ Mạnh Lợi (2006). "Khác biệt giới trong thái độ và hành vi liên quan đến các quan hệ tình dục của Vò thành niên và thanh niên Việt nam." Hà nội. Tiếng Anh 8. Ford, C.A., et al. (2005). "Predicting adolescents' longitudinal risk for sexually transmitted infection: results from the National Longitudinal Study of Adolescent Health." Arch Pediatr Adolesc Med 159(7): 657-64. 9. Huerta-Franco, R. and J.M. Malacara (1999). "Factors associated with the sexual experiences of underprivileged Mexican adolescents." Adolescence 34(134): 389-401. 10. Mardh, P.A., et al. (2000). "Correlation between an early sexual debut, and reproductive health and behavioral factors: a multinational European study." Eur J Contracept Reprod Health Care 5(3): 177-82. 11. Mensch, B.S., W.H. Clark, and D.N. Anh (2003). "Adolescents in Vietnam: looking beyond reproductive health." Stud Fam Plann 34(4): 249-62. 12. Rhee, H. (2005). "Relationships between physical symptoms and pubertal development." J Pediatr Health Care 19(2): 95-103. 13. Sisk, C.L. and D.L. Foster (2004). "The neural basis of puberty and adolescence." Nat Neurosci 7(10): 1040-7. . sử dụng kó thuật phân tích dọc và phân tích nhò biến để tìm hiểu đặc điểm tuổi dậy thì và QHTD ở VTN và một số yếu tố liên quan (tuổi, giới tính, nơi ở, . qui Cox) và phân tích nhò biến (bivariate) tìm hiểu đặc điểm tuổi dậy thì, hành vi quan hệ tình dục (QHTD) ở vò thành niên (VTN) và yếu tố liên quan. Số liệu sử