Bài viết nghiên cứu này sử dụng kĩ thuật phân tích dọc (ước lượng Kaplan Meier, mô hình hồi qui Cox) và phân tích nhị biến (bivariate) tìm hiểu đặc điểm tuổi dậy thì, hành vi quan hệ tình dục (QHTD) ở vị thành niên (VTN) và yếu tố liên quan. Số liệu sử dụng phân tích là từ điều tra nghiên cứu sức khoẻ 9300 vị thành niên tại huyện Chí Linh, Hải Dương - cơ sở thực địa 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 thị dậy thì sớm hơn VTN nông thôn, VTN có điều kiện kinh tế khá giả hơn dậy thì sớm hơn, khác biệt có ý nghĩa 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 thị, 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 (P0.05). Mô hình hồi qui Cox cho thấy nam VTN dậy thì sớm hơn có QHTD sớm hơn, nam VTN bị lạm dụng tình dục có nguy cơ QHTD gấp 58 lần VTN không bị lạm dụng tình dục. Chưa thấy biến số liên quan có ý nghĩa dự đoán tỷ lệ QHTD lần đầu ở nữ.

Từ khoá: Dậy thì, quan hệ tình dục, vị thành niên

Applying survival and bivariate analysis to explore the pubertal onset and sexual behavior among adolescents in Chi Linh, Hai Duong province

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 (P0.05). 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 Nghị, giảng viên, Nghiên cứu sinh YTCC, Trường Đại học YTCC,

số 138 Giảng Võ, Hà nội. ĐT: 0912232404. Email: Địa chỉ email này đã được bảo vệ từ spam bots, bạn cần kích hoạt Javascript để xem nó. , nghị Địa chỉ email này đã được bảo vệ từ spam bots, bạn cần kích hoạt Javascript để xem nó.

- 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

Vị 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 định 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 định hình ổn định [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 vị thành niên tuy tham gia vào lực lượng sinh sản không lớn, tỷ suất sinh riêng thấp song lại là lực lượng kế cận tham gia vào đời sống tình dục và sinh đẻ. Hội nghị Dân số quốc tế năm 1994 tại Cairô (Ai Cập) nhấn mạnh vấn đề chăm sóc sức khoẻ sinh sản (SKSS) thanh niên/vị 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. Kĩ 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 định 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). Kĩ 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 kĩ thuật phân tích dọc và phân tích nhị 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 địa 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 định 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 địa phương theo qui định 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 kĩ, nhập vào máy tính tại Cơ sở thực địa 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 nhị 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 kĩ 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 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. Kĩ thuật phân tích dọc ước lượng xác suất 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 trị 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 vị 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 định t test so sánh sự khác nhau theo giới tính thấy tuổi dậy thì nữ sớm hơn nam, sự khác biệt có ý nghĩa thống kê (F=26, p<0.001 và t=6, p<0.001). Phân tích riêng nam, nữ, kiểm định T test thấy cả nam, nữ VTN nhóm tuổi thấp hơn dậy thì sớm hơn, VTN thành thị dậy thì sớm hơn, nữ VTN sức khoẻ tốt dậy thì sớm hơn, khác biệt có ý nghĩa thống kê.

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, p0.05), Post Hoc Test Dunnett' T3 không có ý nghĩa 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 nghĩa 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 định 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 bị 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 nghĩa (Log Rank -Mantel-Cox ÷2=943.6, p<0.001).