PHÂN TÍCH ẢNH HƯỞNG CỦA TRUYỀN THÔNG ĐẾN SỰ QUAN TÂM PHÒNG NGỪA BỆNH THẬN Ở NGƯỜI TRẺ TẠI ĐÀ NẴNG

Nguyễn Hoàng Ngọc Hân, Đỗ Trọng Nguyên Bảo, Phạm Huỳnh Thảo Nguyên,Nguyễn Võ Bảo Long, Nguyễn Đức Anh, Dương Thuỳ Trâm

Bộ môn Công nghệ Truyền thông, Trường Đại học FPT, Phân hiệu Đà Nẵng, Việt Nam

Tác giả liên hệ: ThS. Dương Thùy Trâm

Email: tramdt7@fe.edu.vn

TÓM TẮT

Trong bối cảnh tỷ lệ mắc bệnh thận mạn tính (CKD) gia tăng và có xu hướng trẻ hóa, truyền thông sức khỏe số đóng vai trò then chốt trong việc thúc đẩy hành vi phòng ngừa. Nghiên cứu phân tích ảnh hưởng của tiếp xúc truyền thông đến sự quan tâm phòng ngừa bệnh thận ở nhóm người trưởng thành trẻ (18–35+ tuổi) tại Đà Nẵng, dựa trên Lý thuyết Nhận thức Xã hội (SCT – Bandura, 1986). Khảo sát định lượng với 393 đáp viên. Kết quả: Cronbach's Alpha > 0,86; EFA với KMO = 0,944, giải thích 67,17% phương sai; hồi quy xác nhận H1–H5 (p < 0,001, R² = 0,471); Bootstrap N = 5.000 xác nhận trung gian một phần của kiến thức (KN) và nhận thức nguy cơ (RP). Nghiên cứu cung cấp cơ sở thực nghiệm cho thiết kế chiến dịch giáo dục sức khỏe thận hiệu quả hơn, đồng thời thảo luận ba hạn chế phương pháp nổi bật.

Từ khóa: Truyền thông sức khỏe; phòng ngừa bệnh thận; người trẻ; Lý thuyết Nhận thức Xã hội; Đà Nẵng.

ABSTRACT

The rising prevalence of chronic kidney disease (CKD) and its trend toward younger age groups underscore the need for proactive prevention. This study analyzes the influence of health communication exposure on kidney disease prevention interest among young adults (18–35+ years) in Da Nang, Vietnam, grounded in Social Cognitive Theory (SCT; Bandura, 1986). A structured questionnaire survey of 393 respondents was analyzed using Cronbach's Alpha, EFA, Pearson correlation, multiple regression, and Bootstrap mediation (N = 5,000). All scales showed high reliability (α > .86); EFA confirmed a four-factor structure (KMO = .944, 67.17% variance explained); regression confirmed H1–H5 (p < .001, R² = .471); Bootstrap confirmed partial mediation via knowledge and risk perception. Findings offer empirical guidance for kidney health communication campaigns targeting young urban adults.

Keywords: health communication; kidney disease prevention; young adults; social cognitive theory; Da Nang.

1. GIỚI THIỆU

1.1. Bối cảnh và tính cấp thiết

Bệnh thận mạn tính hiện đang là vấn đề sức khỏe cộng đồng mang tính toàn cầu và cấp bách, tác động đến hơn 850 triệu người. Tại Việt Nam, số liệu năm 2024 cho thấy có hơn 10 triệu người mắc căn bệnh này, tương đương khoảng 12,8% dân số trưởng thành. Đáng báo động là xu hướng trẻ hóa của bệnh lý suy thận, với tỷ lệ gia tăng ở nhóm tuổi thanh niên và trung niên trẻ (18 đến trên 35 tuổi). Sự thay đổi lối sống như ăn uống thừa muối, thức khuya, căng thẳng và lạm dụng thuốc giảm đau là những nguyên nhân chính.

Đặc tính nguy hiểm nhất của bệnh thận là khả năng tiến triển âm thầm. Phần lớn bệnh nhân chỉ phát hiện ở giai đoạn cuối khi chức năng thận đã suy giảm nghiêm trọng, buộc phải chạy thận nhân tạo hoặc ghép thận. Chi phí điều trị ước tính từ 60 đến 200 triệu đồng mỗi năm, tạo ra gánh nặng kinh tế lớn cho gia đình và xã hội. Trong bối cảnh này, truyền thông sức khỏe, đặc biệt trên nền tảng số, nổi lên như giải pháp then chốt. Người trẻ hiện ưu tiên tìm kiếm thông tin y tế trực tuyến thay vì kênh truyền thống. Đà Nẵng, với tỷ lệ người dân tiếp cận internet cao, là địa bàn lý tưởng để nghiên cứu tác động của truyền thông đến nhận thức phòng ngừa bệnh thận.

1.2. Mục tiêu nghiên cứu

Nghiên cứu hướng tới ba mục tiêu: Thứ nhất, đo lường tác động của việc tiếp xúc truyền thông đến kiến thức và nhận thức nguy cơ về bệnh thận ở người trẻ Đà Nẵng. Thứ hai, kiểm định vai trò trung gian của kiến thức và nhận thức nguy cơ trong mối quan hệ giữa truyền thông và sự quan tâm phòng ngừa. Thứ ba, đề xuất hàm ý quản trị nhằm nâng cao hiệu quả các chiến dịch truyền thông y tế cho nhóm đối tượng này.

2. CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU

2.1. Lý thuyết Nhận thức Xã hội (SCT)

Nghiên cứu sử dụng Lý thuyết Nhận thức Xã hội (SCT) của Bandura (1986) làm khung nền tảng. SCT nhấn mạnh mô hình "Sự xác định qua lại" giữa ba yếu tố: Môi trường, Yếu tố cá nhân và Hành vi. Trong bối cảnh số, môi trường truyền thông tác động đến nhận thức (kiến thức, niềm tin) và định hình hành vi. SCT được ưu tiên hơn các mô hình khác nhờ khả năng giải thích cơ chế học tập qua quan sát, phù hợp với hành vi tìm kiếm thông tin y tế trên mạng xã hội của giới trẻ. Kiến thức và nhận thức nguy cơ được xem là các biến trung gian then chốt trong quá trình thay đổi hành vi sức khỏe.

2.2. Mô hình và giả thuyết nghiên cứu

Áp dụng SCT, mô hình gồm bốn biến: Mức độ tiếp xúc truyền thông (ME), Kiến thức về bệnh thận (KN), Nhận thức nguy cơ (RP) và Sự quan tâm phòng ngừa (PI), theo chuỗi tác động ME → KN → RP → PI, trong đó KN và RP đóng vai trò trung gian tuần tự.

Hình 1: Mô hình nghiên cứu đề xuất (Nguồn: Nhóm tác giả, dựa trên SCT – Bandura, 1986)

Năm giả thuyết được đề xuất:

H1: ME có ảnh hưởng tích cực đến KN (học tập quan sát làm phong phú tri thức cá nhân).

H2: ME có ảnh hưởng tích cực đến RP (nội dung mô tả hậu quả bệnh kích hoạt nhận thức rủi ro).

H3: KN có ảnh hưởng tích cực đến RP (hiểu cơ chế bệnh giúp cá nhân đánh giá nguy cơ tốt hơn).

H4: KN có ảnh hưởng tích cực đến PI (kiến thức là điều kiện tiên quyết hình thành ý định phòng ngừa).

H5: RP có ảnh hưởng tích cực đến PI (nhận thức nguy cơ tạo động lực hành vi phòng ngừa).

3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

3.1. Thiết kế và mẫu

Nghiên cứu sử dụng thiết kế định lượng cắt ngang với 393 đáp viên từ 18 đến trên 35 tuổi tại Đà Nẵng, chọn mẫu thuận tiện qua Google Forms. Trong đó, 76,1% (299 đáp viên) cư trú tại Đà Nẵng, 23,9% đến từ các tỉnh thành khác làm nhóm tham chiếu. Mẫu nghiên cứu đảm bảo tỷ lệ 1:20 theo khuyến nghị của Hair và cộng sự (2019).

3.2. Thang đo và phân tích

Bảng hỏi gồm 20 biến quan sát, chia thành 4 nhóm (ME, KN, RP, PI) sử dụng thang đo Likert 5 mức độ. Thang đo được kế thừa từ tài liệu quốc tế và điều chỉnh phù hợp bối cảnh Việt Nam. Dữ liệu được phân tích trên SPSS 26.0 qua các bước: thống kê mô tả, đánh giá độ tin cậy (Cronbach's Alpha), phân tích nhân tố khám phá (EFA), tương quan Pearson, hồi quy bội, Bootstrap và ANOVA.

4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

4.1. Đặc điểm mẫu

393 đáp viên: nữ 56,2%, nam 39,9%, giới tính khác 3,8%. Phân bố giới tính này phù hợp với xu hướng chung của các khảo sát trực tuyến về sức khỏe tại Việt Nam, nơi nữ giới thường tham gia với tỷ lệ cao hơn do mức độ quan tâm đến sức khỏe cao hơn. Nhóm 25–29 tuổi chiếm đa số (32,1%), tiếp theo là 30–34 tuổi (25,4%) và 18–24 tuổi (24,7%). Nghề nghiệp chủ yếu: nhân viên văn phòng (44,3%), học sinh/sinh viên (26,7%). Trình độ Đại học: 60,6%. Đặc biệt đáng chú ý, 70,0% đáp viên sử dụng mạng xã hội trên 3 giờ/ngày, phản ánh mức độ tiếp xúc kỹ thuật số cao và tạo ra "cửa sổ cơ hội" lớn cho truyền thông sức khỏe số.

Bảng 1: Thống kê mô tả nhân khẩu học (N = 393)

Ghi chú: Tổng N = 393; missing values = 0; 76,1% cư trú tại Đà Nẵng.

4.2. Độ tin cậy thang đo (Cronbach's Alpha)

Kết quả kiểm định độ tin cậy (Bảng 2) cho thấy tất cả 4 thang đo đều đạt mức xuất sắc (Cronbach's Alpha >; 0,86). Toàn bộ biến quan sát có hệ số tương quan biến tổng (CITC) > 0,3 và không có biến nào bị loại bỏ. Thang đo Sự quan tâm phòng ngừa có độ tin cậy cao nhất (0,889).

Bảng 2: Kết quả Cronbach's Alpha theo thang đo

Ghi chú: CITC: Corrected Item-Total Correlation. Tất cả CITC > 0,3; α if Deleted < α tổng.

4.3. Phân tích nhân tố khám phá (EFA)

Kết quả EFA (Bảng 3) cho thấy hệ số KMO = 0,944 và kiểm định Bartlett có ý nghĩa thống kê (p < 0,001). Bốn nhân tố được trích xuất giải thích 67,17% tổng phương sai tích lũy. Tất cả biến quan sát tải đúng vào nhân tố dự kiến với hệ số tải > 0,5, không có hiện tượng tải chéo, xác nhận giá trị hội tụ và phân biệt của thang đo.

Bảng 3: EFA – Eigenvalue và % phương sai theo nhân tố

Ghi chú: KMO = 0,944; Bartlett p < 0,001; phương sai tích lũy = 67,17%.

4.4. Tương quan Pearson

Ma trận tương quan (Bảng 4) chỉ ra tất cả các biến có mối tương quan thuận chiều ý nghĩa (p < 0,001). Tiếp xúc truyền thông tương quan mạnh nhất với Sự quan tâm phòng ngừa (r = 0,594). Không có cặp biến nào có hệ số tương quan vượt quá 0,7, loại trừ nguy cơ đa cộng tuyến.

Bảng 4: Ma trận tương quan Pearson (N = 393)

Ghi chú: *** p < 0,001.

4.5. Kiểm định giả thuyết (Hồi quy bội)

Kết quả hồi quy (Bảng 5a và 5b) xác nhận toàn bộ 5 giả thuyết với p < 0,001. Mô hình tổng thể có R² = 0,471, giải thích 46,7% sự biến thiên của sự quan tâm phòng ngừa. Trong đó, Tiếp xúc truyền thông có tác động mạnh nhất (β = 0,360), tiếp theo là Nhận thức nguy cơ (β = 0,263) và Kiến thức (β = 0,218). Hệ số VIF < 2 khẳng định không đa cộng tuyến.

Bảng 5a: Hồi quy H1–H3

Bảng 5b: Hồi quy tổng thể (Biến phụ thuộc: PI)

Ghi chú: R² = 0,471; Adjusted R² = 0,466; F = 115,25; p < 0,001. Hằng số b = 0,709. VIF < 2.

4.6. Vai trò trung gian (Bootstrap N = 5.000)

Kiểm định Bootstrap (Bảng 6) với 5.000 mẫu cho thấy khoảng tin cậy 95% của cả ba đường tác động gián tiếp đều không chứa 0, xác nhận vai trò trung gian một phần của Kiến thức và Nhận thức nguy cơ. Đường tác động qua Kiến thức (b = 0,101) mạnh hơn qua Nhận thức nguy cơ (b = 0,084). Tác động trực tiếp của Tiếp xúc truyền thông vẫn duy trì ý nghĩa thống kê (b = 0,346).

Bảng 6: Kết quả Bootstrap trung gian (N = 5.000)

Ghi chú: CI 95% không chứa 0 ở cả ba đường gián tiếp → trung gian một phần có ý nghĩa thống kê.

4.7. Phân tích nhóm (ANOVA)

Có sự khác biệt có ý nghĩa về PI theo giới tính (F = 3,55, df = 2/390, p = 0,030): nhóm "Giới tính khác" (N = 15, M = 3,83) cao hơn Nam (M = 3,15) và Nữ (M = 3,24). Tuy nhiên, kết quả này cần diễn giải hết sức thận trọng vì ba lý do: (a) mất cân bằng cỡ mẫu nghiêm trọng nhóm "Khác" nhỏ hơn nhóm Nam/Nữ 10–15 lần, vi phạm giả định homogeneity of variance và tăng nguy cơ sai số Loại I (false positive); (b) p = 0,030 thuộc vùng cận biên (borderline significance); (c) với N = 15, khoảng tin cậy của M = 3,83 rất rộng, khó phân biệt xu hướng thực hay dao động ngẫu nhiên. Do đó, phát hiện này chỉ được ghi nhận như xu hướng khám phá (exploratory finding), cần kiểm định lại với N ≥ 50 cho nhóm "Giới tính khác". Không có sự khác biệt có ý nghĩa về PI giữa các nhóm độ tuổi (F = 1,30, p = 0,27) và nghề nghiệp (F = 0,08, p = 0,97).

Bảng 7: So sánh PI theo nhóm nhân khẩu học

Ghi chú: * p < 0,05. Nhóm "Giới tính khác" (N=15): kết quả chỉ mang tính khám phá, không kết luận.

5. BÀN LUẬN VÀ KẾT LUẬN

5.1. Kết luận và hàm ý thực tiễn

Nghiên cứu kiểm định thành công mô hình tác động của truyền thông sức khỏe đến sự quan tâm phòng ngừa bệnh thận ở người trẻ Đà Nẵng dựa trên nền tảng Lý thuyết Nhận thức Xã hội. Kết quả phân tích 393 mẫu hợp lệ xác nhận toàn bộ năm giả thuyết (H1–H5) với ý nghĩa thống kê cao (p < 0,001). Trong mô hình, Tiếp xúc truyền thông có sức tác động mạnh nhất với tổng hiệu ứng b = 0,570, bao gồm cả tác động trực tiếp (β = 0,360) và gián tiếp qua Kiến thức (b = 0,101) cùng Nhận thức nguy cơ (b = 0,084). Đường tác động chuỗi từ Tiếp xúc truyền thông, qua Kiến thức, đến Nhận thức nguy cơ và Sự quan tâm phòng ngừa (b = 0,040; CI: [0,022; 0,061]) chứng minh kiến thức là tiền đề hình thành nhận thức nguy cơ. Mô hình với R² = 0,471 giải thích được gần một nửa sự biến thiên của sự quan tâm phòng ngừa.

Dựa trên kết quả thực nghiệm, nghiên cứu đề xuất năm hàm ý quản trị:

Thứ nhất, tăng cường truyền thông đa kênh trên nền tảng số với nội dung ngắn gọn, trực quan. Do Tiếp xúc truyền thông có tác động mạnh nhất (β = 0,360) và 70,0% người trẻ dùng mạng xã hội trên 3 giờ/ngày, các chiến dịch nên ưu tiên video ngắn, infographic và nội dung hỏi đáp trực tiếp.

Thứ hai, tập trung nhóm đối tượng 25 đến 34 tuổi. Nhóm này chiếm 57,5% mẫu khảo sát và có mức quan tâm phòng ngừa trung bình cao hơn (M = 3,30 so với 3,13). Nội dung cần củng cố niềm tin vào năng lực bản thân, cung cấp hướng dẫn thực tế về thay đổi thói quen.

Thứ ba, cá nhân hóa thông điệp về nhận thức nguy cơ. Nhận thức nguy cơ tác động trực tiếp mạnh mẽ đến sự quan tâm (β = 0,263). Cần ứng dụng công nghệ giúp người dùng tự nhận diện rủi ro qua công cụ đánh giá trực tuyến và storytelling với nhân vật tương đồng.

Thứ tư, thiết lập cơ chế hợp tác có kiểm soát với KOL y tế. Người trẻ thường bắt chước hành vi từ người uy tín. Cần quy trình kiểm duyệt nội dung chặt chẽ để đảm bảo tính chính xác y khoa, kết hợp uy tín chuyên gia với khả năng lan tỏa.

Thứ năm, áp dụng chiến lược truyền thông tích hợp 3 tầng. Tầng 1 phủ rộng thông tin để tăng tần suất tiếp xúc; Tầng 2 nâng cao kiến thức qua nội dung giáo dục chi tiết; Tầng 3 kích hoạt nhận thức nguy cơ qua công cụ tự đánh giá và lời kêu gọi hành động.

Nghiên cứu tồn tại một số hạn chế. Mẫu khảo sát có 23,9% đáp viên ngoài Đà Nẵng và thiên lệch về trình độ học vấn cao, có thể ảnh hưởng đến tính đại diện. Dữ liệu tự báo cáo tiềm ẩn nguy cơ thiên lệch kỳ vọng xã hội. Các nghiên cứu tiếp theo nên mở rộng quy mô, sử dụng mẫu xác suất phân tầng, thiết kế dọc và bổ sung các biến điều tiết như niềm tin vào năng lực bản thân.

6. TÀI LIỆU THAM KHẢO

1. Akerele, N. (2025). Digital Health Interventions for Kidney Care. Journal of Nephrology.

2. Alnazari, M., et al. (2025). Social Media's Impact on Public Awareness of Kidney Stone Formation. JMIR Public Health and Surveillance, 11, e12607.

3. Bandura, A. (1986). Social foundations of thought and action: A social cognitive theory. Prentice-Hall.

4. Bệnh viện Bạch Mai. (2024). Báo cáo thực trạng trẻ hóa bệnh nhân suy thận mạn. Hà Nội.

5. Biruete, A., et al. (2022). Kidney Nutrition in the Era of Social Media. Nutrients, 14(18), 3611.

6. Bộ Y tế. (2024). Hơn 10 triệu người Việt mắc bệnh thận mạn tính. Cổng TTĐT Bộ Y tế.

7. Bratland, K. M., Wien, C., & Sandanger, T. M. (2024). Exploring OHISB among young adults. BMJ Open, 14(1), e074894.

8. Cronbach, L. J. (1951). Coefficient alpha and the internal structure of tests. Psychometrika, 16(3), 297–334.

9. Cohen, J. (1988). Statistical power analysis for the behavioral sciences (2nd ed.). Lawrence Erlbaum Associates.

10. Hair, J. F., et al. (2019). Multivariate data analysis (8th ed.). Cengage Learning.

11. Greenwood, D. A., et al. (2024). The State of Digital Health in Diabetes: A Narrative Review. Diabetes Technology & Therapeutics, 26(S1), S1–S13.

12. Hayes, A. F. (2018). Introduction to mediation, moderation, and conditional process analysis (2nd ed.). Guilford.

13. Islam, K. F., et al. (2023). SCT-based health promotion in primary care: A scoping review. Heliyon, 9(4), e14889.

14. Kaiser, H. F. (1974). An index of factorial simplicity. Psychometrika, 39(1), 31–36.

15. Lightfoot, C. J. (2024). Digital health intervention on patient education for CKD. Nature Digital Medicine.

16. Lim, M. S. C., et al. (2022). Young adults' use of social media for health information. JMIR, 24(1), e23656.

17. Nguyễn Văn Toàn, Hồ Bảo Trân, & Trần Thị Xuân Giao. (2023). Hiệu quả tư vấn giáo dục sức khỏe cho người bệnh thận mạn. Tạp chí Y Dược học Cần Thơ, 66, 177–183.

18. Nunnally, J. C. (1978). Psychometric theory (2nd ed.). McGraw-Hill.

19. Sheeran, P. (2002). Intention–behavior relations: A conceptual and empirical review. European Review of Social Psychology, 12(1), 1–36.