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: , nghò
- 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.