BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH - LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP Hồ Chí Minh – Năm 2020 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH - Chuyên ngành: KINH TẾ PHÁT TRIỂN (Kinh tế Quản trị lĩnh vực sức khỏe) Hƣớng đào tạo: Hƣớng ứng dụng Mã số: 8310105 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƢỜI HƢỚNG DẪN KHOA HỌC TS NGUYỄN LƢU BẢO ĐOAN TP Hồ Chí Minh – Năm 2020 LỜI CAM ĐOAN Tôi Trần Mỹ Tiên, học viên cao học khóa 27 – Chuyên ngành Kinh tế Quản trị lĩnh vực sức khỏe – Trƣờng Đại học kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh Đầu tiên gửi lời cám ơn chân thành đến tập thể cán bộ, giảng viên trƣờng Đại học Kinh tế TP Hồ Chí Minh truyền đạt cho kiến thức, kinh nghiệm suốt thời gian theo học trƣờng, trân quý xem kiến thức đƣợc học hành trang theo suốt đời nghiệp Tiếp theo xin gửi lời cám ơn sâu sắc đến TS Nguyễn Lƣu Bảo Đoan – Ngƣời thầy trực tiếp hƣớng dẫn tơi suốt q trình thực luận văn Tôi xin cam đoan luận văn “Các yếu tố ảnh hƣởng đến thái độ báo cáo cố nhân viên y tế Bệnh viện Ung Bƣớu” cơng trình nghiên cứu thân tơi tự xây dựng dƣới hƣớng dẫn tận tình TS Nguyễn Lƣu Bảo Đoan Trong tồn q trình nghiên cứu, sở lý thuyết, thông tin số liệu tơi tham khảo đƣợc trích dẫn chi tiết phần tài liệu tham khảo phía cuối luận văn này, có nguồn gốc thống, kết nghiên cứu hồn tồn trung thực chƣa đƣợc công bố cơng trình nghiên cứu khác TP Hồ Chí Minh, ngày tháng Tác giả Trần Mỹ Tiên năm 2020 i MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC i DANH MỤC KÝ HIỆU, VIẾT TẮT iv DANH MỤC BẢNG BIỂU .v DANH MỤC HÌNH VẼ VÀ ĐỒ THỊ vi TÓM TẮT vii ABSTRACT viii CHƢƠNG 1: MỞ ĐẦU .1 1.1 LÝ DO CHỌN ĐỀ TÀI .1 1.2 MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU 1.2.1 Mục tiêu tổng quát 1.2.2 Mục tiêu cụ thể .3 1.3 ĐỐI TƢỢNG VÀ PHẠM VI NGHIÊN CỨU 1.3.1 Đối tƣợng nghiên cứu 1.3.2 Đối tƣợng khảo sát 1.3.3 Phạm vi nghiên cứu 1.3.4 Phƣơng pháp nghiên cứu 1.1 Ý NGHĨA CỦA NGHIÊN CỨU 1.2 KẾT CẤU CỦA LUẬN VĂN CHƢƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT 2.1 CÁC KHÁI NIỆM LIÊN QUAN 2.1.1 Sự cố .5 2.1.2 Thái độ .9 2.2 LÝ THUYẾT CÓ LIÊN QUAN 10 ii 2.3 CÁC NGHIÊN CỨU LIÊN QUAN 12 2.3.1 Nghiên cứu nƣớc 12 2.3.2 Nghiên cứu nƣớc 13 CHƢƠNG 3: PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU .14 3.1 KHUNG PHÂN TÍCH 14 3.2 MƠ HÌNH NGHIÊN CỨU 16 3.3 DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU 22 3.3.1 Mẫu nghiên cứu .22 3.3.2 Thu thập liệu .22 3.4 PHƢƠNG PHÁP PHÂN TÍCH 23 3.4.1 Kiểm định chất lƣợng thang đo 23 3.4.3 Mơ hình hồi quy Logistic 24 CHƢƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 26 4.1 TỔNG QUAN VỀ HOẠT DỘNG BÁO CÁO SỰ CỐ TẠI BỆNH VIỆN UNG BƢỚU 26 4.1.1 Giới thiệu Bệnh viện Ung Bƣớu 26 4.1.2 Hoạt động báo cáo cố Bệnh viện Ung Bƣớu 27 4.2 KIỂM ĐỊNH THANG ĐO VÀ RÚT TRÍCH NHÂN TỐ 28 4.2.1 Kiểm định Cronbach’s Alpha 28 4.2.2 Phân tích nhân tố khám phá 31 4.2 THỐNG KÊ MÔ TẢ 33 4.2.1 Đặc điểm đối tƣợng khảo sát 33 4.2.2 Thái độ báo cáo cố Mơi trƣờng an tồn .35 4.2.3 Thái độ báo cáo cố Mơi trƣờng làm việc nhóm 36 4.2.4 Thái độ báo cáo cố Sự hài lịng cơng việc .37 4.2.5 Thái độ báo cáo cố Thừa nhận căng thẳng 38 4.2.6 Thái độ báo cáo cố Nhận thức quản lý 39 4.2.7 Thái độ báo cáo cố Điều kiện làm việc 40 iii 4.3 MƠ HÌNH HỒI QUY 41 CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ GIẢI PHÁP 48 5.1 KẾT LUẬN 48 5.2 KHUYẾN NGHỊ GIẢI PHÁP 49 5.3 HẠN CHẾ ĐỀ TÀI VÀ HƢỚNG NGHIÊN CỨU TIẾP THEO 50 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC PHỤ LỤC iv DANH MỤC KÝ HIỆU, VIẾT TẮT ARHQ: Cơ quan nghiên cứu chất lƣợng y tế Hoa kỳ (Agency for Healthcare Research and Quality) BCSC: báo cáo cố NVYT: nhân viên y tế SAQ: Bộ câu hỏi Thái độ An toàn (Safety Attitudes Questionnaire) SC: cố TP HCM: Thành phố Hồ Chí Minh WHO: Tổ chức Y tế Thế giới v DANH MỤC BẢNG BIỂU Bảng 2.1: Phân loại cố theo mức độ tổn thƣơng Bảng 2.2: Phân loại cố theo nhóm nguyên nhân gây cố Bảng 3.1: Câu hỏi đo lƣờng thái độ báo cáo cố 14 Bảng 3.2: Các biến mơ hình nghiên cứu 19 Bảng 4.1: Kiểm định Cronbach's Alpha 29 Bảng 4.2: Phân tích EFA .32 Bảng 4.3: Thống kê thông tin biến định lƣợng 33 Bảng 4.4: Thống kê thông tin biến định tính 34 Bảng 4.5: Thống kê trung bình biến “Thái độ báo cáo cố Mơi trƣờng an tồn” .35 Bảng 4.6: Thống kê trung bình biến “Thái độ báo cáo cố Mơi trƣờng làm việc nhóm” .36 Bảng 4.7: Thống kê trung bình biến “Thái độ báo cáo cố Sự hài lịng cơng việc” .37 Bảng 4.8: Thống kê trung bình biến “Thái độ báo cáo cố Thừa nhận căng thẳng” .38 Bảng 4.9: Thống kê trung bình biến “Thái độ báo cáo cố Nhận thức quản lý” 39 Bảng 4.10: Thống kê trung bình biến “Thái độ báo cáo cố Điều kiện làm việc” .41 Bảng 4.11: Kết mơ hình hồi quy giới hạn .42 Bảng 4.12: Tác động biên hệ số hồi quy mơ hình giới hạn 43 vi DANH MỤC HÌNH VẼ VÀ ĐỒ THỊ Hình 2.1: Mơ hình quản lý đơn vị chăm sóc đặc biệt 11 Hình 3.1: Khung phân tích Thái độ báo cáo cố 16 Hình 4.1: Thống kê số lƣợng báo cáo cố từ 2015 – 2019 28 vii TÓM TẮT Lý chọn đề tài nghiên cứu: Bệnh viện Ung Bƣớu Thành phố Hồ Chí Minh bệnh viện chuyên khoa đầu ngành ung bƣớu với đội ngũ nhân viên có trình độ chuyên môn cao, lƣợng ngƣời bệnh đến khám đông, thƣờng xuyên tải, nằm ghép sở vật chất nhƣ nguồn nhân lực không đáp ứng đủ yêu cầu khám, chữa bệnh ngƣời dân nên trình thực khám, điều trị dễ xảy sai sót Tuy nhiên, số lƣợng báo cáo cố bệnh viện chƣa nhiều để thực tốt hoạt động cải tiến chất lƣợng Do đó, tơi tiến hành nghiên cứu đề tài “Các yếu tố liên quan đến thái độ báo cáo cố nhân viên Bệnh viện Ung Bƣớu” Mục tiêu nghiên cứu: Khảo sát thực trạng báo cáo cố bệnh viện; xác định yếu tố liên quan đến thái độ nhân viên thực báo cáo cố đề xuất giải pháp gia tăng số lƣợng báo cáo cố Phƣơng pháp nghiên cứu: Nghiên cứu mô tả cắt ngang, nghiên cứu định lƣợng 1513 nhân viên y tế 39 khoa, phòng bệnh viện từ tháng 8/2020 đến tháng 9/2020, sử dụng Bộ câu hỏi Văn hóa An tồn ngƣời bệnh (HSPSC) kết hợp với Bộ câu hỏi Thái độ An toàn (SAQ) Số liệu thu thập đƣợc tiến hành phân tích mơ tả Kết nghiên cứu: Trên sở khảo sát 1513 nhân viên y tế công tác 39 khoa, phòng Bệnh viện Ung Bƣớu thực định lƣợng mơ hình hồi quy Logistic, tác giả chứng minh đƣợc 12 yếu tố ảnh hƣởng đến thái độ báo cáo cố nhân viên, bao gồm: tuổi, số năm kinh nghiệm công tác bệnh viện, số ngày trực tháng, trình độ Thạc sĩ chuyên khoa 1, trình độ Đại học, cơng tác Khối Lâm sàng, công tác Khối Cận lâm sàng, vị trí cơng tác bác sĩ, thái độ báo cáo cố mơi trƣờng an tồn, thái độ báo cáo hài lịng cơng việc, thái độ báo cáo thừa nhận căng thẳng thái độ báo cáo cố Nhận thức quản lý nhân viên y tế Kết luận hàm ý: Để nâng cao thái độ báo cáo cố nhân viên, cần tăng cƣờng công tác tuyên truyền cố cho nhân viên, nâng cao vai trò mạng lƣới quản lý chất lƣợng tạo môi trƣờng làm việc thoải mái cho nhân viên Từ khóa: báo cáo cố, thái độ, SAQ A6 Vị trí cơng tác Anh/ Chị bệnh viện Bác sĩ Điều dƣỡng Kỹ thuật viên Kỹ sƣ Dƣợc sĩ Chuyên viên Cán Hộ lý Khác A7 Số ngày trực chun mơn Anh/Chị tháng (tính trực khoa trực bệnh viện, trực buổi sáng/chiều tính 0.5 ngày): (ngày) Phần B: Tần suất BCSC B1 Trong khoa/ phòng Anh/ Chị, sai sót sau xảy chúng thƣờng đƣợc báo cáo nhƣ nào? Anh/ Chị vui lịng Đánh dấu “X” vào thích hợp Không (1) BCSC xảy nhƣng đƣợc phát ngăn chặn kịp thời chƣa gây hại cho ngƣời bệnh BCSC xảy tác động trực tiếp, cần phải theo dõi ngƣời bệnh BCSC gây tử vong gây tổn thƣơng nghiêm trọng để lại di chứng phải hồi sức tích cực Hiếm Đôi Thƣờng xuyên Luôn (2) (3) (4) (5) Phần C: Thái độ BCSC Anh/ Chị vui lòng chọn mức độ đồng ý Anh/ Chị cho phần sau cách đánh dấu “X” vào ô tương ứng Rất Không không đồng ý đồng ý (1) C1 Nhân viên bệnh viện dễ dàng đặt câu hỏi có điều khơng hiểu C2 Nhân viên nhận đƣợc hỗ trợ từ nhân viên khác để chăm sóc ngƣời bệnh cần thiết C3 Ý kiến điều dƣỡng đƣợc lắng nghe C4 Nhân viên khó lên tiếng nhận thấy vấn đề chăm sóc ngƣời bệnh C5 Các vấn đề phát sinh đƣợc giải cách hợp lý (nghĩa mà điều tốt cho ngƣời bệnh) C6 Các bác sĩ điều dƣỡng phối hợp nhịp nhàng cơng việc C7 Văn hóa bệnh viện giúp nhân viên dễ dàng học hỏi từ sai sót Vừa khơng đồng ý vừa đồng ý Đồng ý Rất đồng ý (4) (5) (3) (2) Rất Không không đồng ý đồng ý (1) ngƣời khác C8 Nhân viên sợ bị ảnh hƣởng đến quyền lợi thực báo cáo C9 CácSC y khoa đƣợc xử lý thích hợp bệnh viện C10 Nhân viên biết kênh thơng tin thích hợp để trả lời câu hỏi liên quan đến an toàn ngƣời bệnh bệnh viện C11 Nhân viên đƣợc đồng nghiệp khuyến khích báo cáo nguy an tồn ngƣời bệnh xảy C12 Nhân viên nhận đƣợc phản hồi thích hợp hiệu suất làm việc C13 Nhân viên cảm thấy an toàn đƣợc điều trị nhƣ ngƣời bệnh C14 Ở bệnh viện, khó thảo luận sai sót C15 Bệnh viện nơi tốt để Vừa không đồng ý vừa đồng ý Đồng ý Rất đồng ý (4) (5) (3) (2) Rất Không không đồng ý đồng ý (1) làm việc C16 Nhân viên tự hào làm việc bệnh viện C17 Làm việc bệnh viện giống nhƣ phần gia đình lớn C18 Tinh thần làm việc bệnh viện cao C19 Nhân viên u thích cơng việc mơi trƣờng làm việc C20 Khi khối lƣợng cơng việc q tải, hiệu suất làm việc bị suy giảm C21 Nhân viên có nhiều khả mắc lỗi tình căng thẳng không thuận lợi C22 Mệt mỏi làm giảm hiệu suất tình khẩn cấp (ví dụ: hồi sức cấp cứu, co giật) C23 Nhân viên làm việc hiệu mệt mỏi C24 Đội ngũ quản lý ghi nhận nỗ lực nhân viên Vừa không đồng ý vừa đồng ý Đồng ý Rất đồng ý (4) (5) (3) (2) Rất Không không đồng ý đồng ý (1) Vừa không đồng ý vừa đồng ý Đồng ý Rất đồng ý (4) (5) (3) (2) C25 Nhân viên nhận đƣợc thông tin đầy đủ, kịp thời việc bệnh viện ảnh hƣởng đến cơng việc C26 Số lƣợng bác sĩ khoa/ phòng đủ để đáp ứng số lƣợng ngƣời bệnh C27 Số lƣợng điều dƣỡng khoa/ phòng đủ để đáp ứng số lƣợng ngƣời bệnh C28 Tất thông tin cần thiết cho định chẩn đốn điều trị thƣờng xun có sẵn cho nhân viên C29 Bệnh viện giải vấn đề cách xây dựng C30 Các sinh viên thực tập đƣợc giám sát đầy đủ C31 Bệnh viện làm tốt việc đào tạo nhân PHỤ LỤC KIỂM ĐỊNH THANG ĐO alpha c1 c2 c3 c4 c5 c6 c7 c8, item Test scale = mean(unstandardized items) average item-test item-rest interitem Item | Obs Sign correlation correlation covariance alpha -+ c1 | 1513 + 0.7223 0.6216 2198273 0.7864 c2 | 1513 + 0.7560 0.6674 216422 0.7809 c3 | 1513 + 0.7226 0.6074 2137121 0.7868 c4 | 1513 + 0.3783 0.1525 271414 0.8625 c5 | 1513 + 0.7556 0.6554 2104734 0.7802 c6 | 1513 + 0.7096 0.6243 2305012 0.7899 c7 | 1513 + 0.7311 0.6246 2148672 0.7848 c8 | 1513 + 0.6701 0.5324 2201592 0.7982 -+ Test scale | 224672 0.8181 alpha c1 c2 c3 c5 c6 c7 c8, item Test scale = mean(unstandardized items) average item-test item-rest interitem Item | Obs Sign correlation correlation covariance alpha -+ c1 | 1513 + 0.7499 0.6491 272422 0.8409 c2 | 1513 + 0.7687 0.6767 2707251 0.8375 c3 | 1513 + 0.7589 0.6464 2624827 0.8413 c5 | 1513 + 0.7766 0.6752 2614595 0.8369 c6 | 1513 + 0.7359 0.6502 2867839 0.8431 c7 | 1513 + 0.7593 0.6532 2657319 0.8401 c8 | 1513 + 0.6639 0.5131 2802931 0.8622 -+ Test scale | 271414 0.8625 alpha c9 c10 c11 c12 c13 c14, item Test scale = mean(unstandardized items) average item-test item-rest interitem Item | Obs Sign correlation correlation covariance alpha -+ c9 | 1513 + 0.7386 0.6237 2436271 0.7171 c10 | 1513 + 0.7348 0.5679 2243048 0.7232 c11 | 1513 + 0.7747 0.6653 2309418 0.7050 c12 | 1513 + 0.8063 0.7025 2185547 0.6928 c13 | 1513 + 0.3624 0.0748 3435058 0.8610 c14 | 1513 + 0.8030 0.6752 2065049 0.6926 -+ Test scale | 2445732 0.7711 alpha c9 c10 c11 c12 c14, item Test scale = mean(unstandardized items) average item-test item-rest interitem Item | Obs Sign correlation correlation covariance alpha -+ c9 | 1513 + 0.7865 0.6794 3684544 0.8344 c10 | 1513 + 0.7640 0.5957 3454542 0.8587 c11 | 1513 + 0.8007 0.6923 3565754 0.8301 c12 | 1513 + 0.8418 0.7455 3336153 0.8159 c14 | 1513 + 0.8413 0.7230 3134295 0.8210 -+ Test scale | 3435058 0.8610 alpha c15 c16 c17 c18 c19, item Test scale = mean(unstandardized items) average item-test item-rest interitem Item | Obs Sign correlation correlation covariance alpha -+ c15 | 1513 + 0.7409 0.5704 2587083 0.7514 c16 | 1513 + 0.7343 0.5716 2648001 0.7512 c17 | 1513 + 0.6647 0.4543 2861183 0.7899 c18 | 1513 + 0.7555 0.6098 2604893 0.7402 c19 | 1513 + 0.8006 0.6542 2336193 0.7227 -+ Test scale | 2607471 0.7910 alpha c20 c21 c22 c23, item Test scale = mean(unstandardized items) average item-test item-rest interitem Item | Obs Sign correlation correlation covariance alpha -+ c20 | 1513 + 0.8098 0.6371 5535813 0.8529 c21 | 1513 + 0.8299 0.6971 5588754 0.8242 c22 | 1513 + 0.8473 0.7240 5399692 0.8132 c23 | 1513 + 0.8760 0.7728 5131552 0.7933 -+ Test scale | 5413953 0.8594 alpha c24 c25 c26 c27, item Test scale = mean(unstandardized items) average item-test item-rest interitem Item | Obs Sign correlation correlation covariance alpha -+ c24 | 1513 + 0.7889 0.6507 4412332 0.7563 c25 | 1513 + 0.7899 0.6486 4370749 0.7558 c26 | 1513 + 0.8094 0.6308 3868586 0.7581 c27 | 1513 + 0.8281 0.6259 3556388 0.7728 -+ Test scale | 4052014 0.8086 alpha c28 c29 c30 c31, item Test scale = mean(unstandardized items) item-test item-rest average interitem Item | Obs Sign correlation correlation covariance alpha -+ c28 | 1513 + 0.8121 0.6481 2449391 0.8126 c29 | 1513 + 0.8502 0.7097 2250337 0.7846 c30 | 1513 + 0.7788 0.6297 2746135 0.8201 c31 | 1513 + 0.8537 0.7247 2281223 0.7778 -+ Test scale | 2431772 0.8418 factor c1 c2 c3 c5 c6 c7 c8 c9 c10 c11 c12 c14 c15 c16 c17 c18 c19 c20 c21 c22 c23 c24 c25 c26 c27 c28 c29 c30 c31, pcf mineigen(1) (obs=1,513) Factor analysis/correlation Method: principal-component factors Rotation: (unrotated) Number of obs = Retained factors = Number of params = 1,513 159 -Factor | Eigenvalue Difference Proportion Cumulative -+ -Factor1 | 9.84279 6.98268 0.3394 0.3394 Factor2 | 2.86011 0.72575 0.0986 0.4380 Factor3 | 2.13436 0.81998 0.0736 0.5116 Factor4 | 1.31438 0.07802 0.0453 0.5570 Factor5 | 1.23636 0.06074 0.0426 0.5996 Factor6 | 1.17562 0.20165 0.0405 0.6401 Factor7 | 0.97397 0.16574 0.0336 0.6737 Factor8 | 0.80823 0.04188 0.0279 0.7016 Factor9 | 0.76635 0.06887 0.0264 0.7280 Factor10 | 0.69747 0.07235 0.0241 0.7521 Factor11 | 0.62513 0.03188 0.0216 0.7736 Factor12 | 0.59325 0.03363 0.0205 0.7941 Factor13 | 0.55962 0.02517 0.0193 0.8134 Factor14 | 0.53446 0.05834 0.0184 0.8318 Factor15 | 0.47611 0.01334 0.0164 0.8482 Factor16 | 0.46277 0.03408 0.0160 0.8642 Factor17 | 0.42868 0.01267 0.0148 0.8790 Factor18 | 0.41602 0.02702 0.0143 0.8933 Factor19 | 0.38900 0.00621 0.0134 0.9067 Factor20 | 0.38279 0.03548 0.0132 0.9199 Factor21 | 0.34731 0.02932 0.0120 0.9319 Factor22 | 0.31799 0.00652 0.0110 0.9429 Factor23 | 0.31146 0.02747 0.0107 0.9536 Factor24 | 0.28399 0.03299 0.0098 0.9634 Factor25 | 0.25101 0.01305 0.0087 0.9720 Factor26 | 0.23796 0.02871 0.0082 0.9802 Factor27 | 0.20925 0.00398 0.0072 0.9875 Factor28 | 0.20527 0.04698 0.0071 0.9945 Factor29 | 0.15829 0.0055 1.0000 -LR test: independent vs saturated: chi2(406) = 2.4e+04 Prob>chi2 = 0.0000 Factor loadings (pattern matrix) and unique variances Variable | Factor1 Factor2 Factor3 Factor4 Factor5 Factor6 | Uniqueness -+ + -c1 | 0.6020 0.0489 0.4248 0.1885 0.1414 -0.0642 | 0.3950 c2 | 0.5429 -0.0262 0.5531 0.0127 0.2607 -0.1255 | 0.3147 c3 | 0.6354 -0.0973 0.3294 -0.0266 0.3345 -0.0296 | 0.3649 c5 | 0.6415 -0.0239 0.4226 0.0138 0.1305 0.0301 | 0.3912 c6 | 0.5862 0.0241 0.4896 0.0753 0.1100 0.0897 | 0.3902 c7 | 0.6839 -0.0193 0.3007 -0.0601 0.0524 0.0886 | 0.4273 c8 | 0.5332 -0.0059 0.2904 -0.0586 0.0024 0.2184 | 0.5802 c9 | 0.7131 -0.0194 0.1231 -0.0716 -0.3092 0.1052 | 0.3641 c10 | 0.5817 0.1068 0.0379 -0.1747 -0.4728 0.0801 | 0.3883 c11 | 0.6651 0.0975 0.1741 -0.0028 -0.4518 -0.0821 | 0.3069 c12 | 0.7133 0.0784 0.0062 0.0071 -0.4512 0.0891 | 0.2734 c14 | 0.7614 0.0260 0.0372 0.0226 -0.2938 -0.1125 | 0.3188 c15 | 0.5905 -0.0055 -0.0863 0.1168 0.1420 -0.4460 | 0.4111 c16 | 0.5799 0.0763 -0.3300 0.0305 0.0343 -0.3855 | 0.3982 c17 | 0.5123 -0.0479 -0.1728 0.2549 0.0003 -0.1812 | 0.6076 c18 | 0.6411 0.0953 -0.1187 0.1094 0.0052 -0.4039 | 0.3906 c19 | 0.6172 0.0634 -0.3698 0.2335 0.0219 -0.2812 | 0.3442 c20 | -0.0690 0.7811 0.0850 0.0466 0.0653 0.0084 | 0.3714 c21 | -0.0677 0.8268 0.0280 -0.0414 0.0378 0.0339 | 0.3068 c22 | -0.1091 0.8437 -0.0128 -0.0744 0.0560 -0.0016 | 0.2674 c23 | -0.0583 0.8855 -0.0057 -0.0097 0.0340 0.0013 | 0.2112 c24 | 0.6871 0.0151 -0.2290 0.1976 0.0962 0.2227 | 0.3774 c25 | 0.6681 -0.0147 -0.2144 0.2266 0.0099 0.2206 | 0.4073 c26 | 0.5421 0.0566 -0.3281 0.3196 0.0550 0.4321 | 0.3035 c27 | 0.5607 0.0355 -0.3366 0.3688 0.1802 0.2944 | 0.3159 c28 | 0.6239 0.0126 -0.1667 -0.4305 0.1962 0.1809 | 0.3263 c29 | 0.6904 -0.0222 -0.2995 -0.2827 0.2299 0.1143 | 0.2873 c30 | 0.5951 -0.0162 -0.1719 -0.5053 0.0711 -0.0652 | 0.3514 c31 | 0.6214 -0.0351 -0.3555 -0.4735 0.1358 -0.0094 | 0.2435 rotate, kaiser blanks(0.5) Factor analysis/correlation Method: principal-component factors Rotation: orthogonal varimax (Kaiser on) Number of obs = Retained factors = Number of params = 1,513 159 -Factor | Variance Difference Proportion Cumulative -+ -Factor1 | 4.12913 1.05935 0.1424 0.1424 Factor2 | 3.06978 0.10634 0.1059 0.2482 Factor3 | 2.96344 0.09479 0.1022 0.3504 Factor4 | 2.86866 0.09624 0.0989 0.4493 Factor5 | 2.77242 0.01224 0.0956 0.5449 Factor6 | 2.76018 0.0952 0.6401 -LR test: independent vs saturated: chi2(406) = 2.4e+04 Prob>chi2 = 0.0000 Rotated factor loadings (pattern matrix) and unique variances Variable | Factor1 Factor2 Factor3 Factor4 Factor5 Factor6 | Uniqueness -+ + -c1 | 0.7023 | 0.3950 c2 | 0.8009 | 0.3147 c3 | 0.7073 | 0.3649 c5 | 0.7097 | 0.3912 c6 | 0.7293 | 0.3902 c7 | 0.6066 | 0.4273 c8 | 0.5050 | 0.5802 c9 | 0.6245 | 0.3641 c10 | 0.7166 | 0.3883 c11 | 0.7160 | 0.3069 c12 | 0.7323 | 0.2734 c14 | 0.5965 | 0.3188 c15 | 0.6790 | 0.4111 c16 | 0.6792 | 0.3982 c17 | | 0.6076 c18 | 0.6721 | 0.3906 c19 | 0.6839 | 0.3442 c20 | 0.7869 | 0.3714 c21 | 0.8315 | 0.3068 c22 | 0.8511 | 0.2674 c23 | 0.8864 | 0.2112 c24 | 0.6234 | 0.3774 c25 | 0.6091 | 0.4073 c26 | 0.7927 | 0.3035 c27 | 0.7645 | 0.3159 c28 | 0.7233 | 0.3263 c29 | 0.6815 | 0.2873 c30 | 0.7119 | 0.3514 c31 | 0.7850 | 0.2435 (blanks represent abs(loading)chi2 = 0.0000 Factor loadings (pattern matrix) and unique variances Variable | Factor1 Factor2 Factor3 Factor4 Factor5 Factor6 | Uniqueness -+ + -c1 | 0.6031 0.0451 0.4277 -0.1643 0.1414 -0.0736 | 0.3989 c2 | 0.5477 -0.0320 0.5489 0.0103 0.2607 -0.1227 | 0.3147 c3 | 0.6361 -0.1009 0.3272 0.0508 0.3344 -0.0025 | 0.3637 c5 | 0.6466 -0.0297 0.4129 -0.0286 0.1305 0.0099 | 0.3926 c6 | 0.5932 0.0176 0.4787 -0.1054 0.1101 0.0499 | 0.3929 c7 | 0.6893 -0.0247 0.2884 0.0413 0.0524 0.0875 | 0.4290 c8 | 0.5324 -0.0085 0.2920 0.0752 0.0024 0.2800 | 0.5472 c9 | 0.7133 -0.0222 0.1178 0.0721 -0.3092 0.1338 | 0.3580 c10 | 0.5865 0.1030 0.0227 0.1400 -0.4728 0.0757 | 0.3960 c11 | 0.6697 0.0934 0.1649 0.0013 -0.4518 -0.0920 | 0.3030 c12 | 0.7135 0.0762 -0.0006 -0.0297 -0.4512 0.0744 | 0.2752 c14 | 0.7583 0.0249 0.0387 0.0081 -0.2938 -0.0924 | 0.3280 c15 | 0.5895 -0.0061 -0.0883 -0.0836 0.1419 -0.4848 | 0.3825 c16 | 0.5800 0.0763 -0.3384 -0.0261 0.0343 -0.4341 | 0.3529 c18 | 0.6384 0.0952 -0.1181 -0.0792 0.0051 -0.4423 | 0.3676 c19 | 0.6066 0.0676 -0.3558 -0.1766 0.0219 -0.2786 | 0.3915 c20 | -0.0650 0.7803 0.0901 -0.0515 0.0653 -0.0062 | 0.3718 c21 | -0.0648 0.8267 0.0343 0.0456 0.0377 0.0479 | 0.3055 c22 | -0.1074 0.8443 -0.0044 0.0888 0.0559 0.0245 | 0.2640 c23 | -0.0570 0.8861 0.0037 0.0206 0.0339 0.0139 | 0.2098 c24 | 0.6858 0.0146 -0.2366 -0.2573 0.0964 0.1575 | 0.3732 c25 | 0.6700 -0.0163 -0.2268 -0.2970 0.0102 0.1418 | 0.3910 c26 | 0.5405 0.0574 -0.3323 -0.3904 0.0553 0.3743 | 0.2986 c27 | 0.5572 0.0369 -0.3371 -0.4194 0.1805 0.2334 | 0.3116 c28 | 0.6306 0.0086 -0.1934 0.3676 0.1961 0.1959 | 0.3529 c29 | 0.6866 -0.0218 -0.3067 0.2784 0.2298 0.1715 | 0.2742 c30 | 0.5959 -0.0178 -0.1862 0.5138 0.0709 0.0114 | 0.3407 c31 | 0.6245 -0.0368 -0.3779 0.4445 0.1356 0.0291 | 0.2489 rotate, kaiser blanks(0.5) Factor analysis/correlation Method: principal-component factors Rotation: orthogonal varimax (Kaiser on) Number of obs = Retained factors = Number of params = 1,513 153 -Factor | Variance Difference Proportion Cumulative -+ -Factor1 | 4.10912 0.96507 0.1468 0.1468 Factor2 | 3.14405 0.28134 0.1123 0.2590 Factor3 | 2.86271 0.05870 0.1022 0.3613 Factor4 | 2.80401 0.01922 0.1001 0.4614 Factor5 | 2.78479 0.22543 0.0995 0.5609 Factor6 | 2.55936 0.0914 0.6523 -LR test: independent vs saturated: chi2(378) = 2.3e+04 Prob>chi2 = 0.0000 Rotated factor loadings (pattern matrix) and unique variances Variable | Factor1 Factor2 Factor3 Factor4 Factor5 Factor6 | Uniqueness -+ + -c1 | 0.7055 | 0.3989 c2 | 0.8015 | 0.3147 c3 | 0.7098 | 0.3637 c5 | 0.7081 | 0.3926 c6 | 0.7265 | 0.3929 c7 | 0.6042 | 0.4290 c8 | 0.5060 | 0.5472 c9 | 0.6333 | 0.3580 c10 | 0.7160 | 0.3960 c11 | 0.7231 | 0.3030 c12 | 0.7377 | 0.2752 c14 | 0.6118 | 0.3280 c15 | 0.6933 | 0.3825 c16 | 0.7102 | 0.3529 c18 | 0.6798 | 0.3676 c19 | 0.6165 | 0.3915 c20 | 0.7852 | 0.3718 c21 | 0.8324 | 0.3055 c22 | 0.8529 | 0.2640 c23 | 0.8872 | 0.2098 c24 | 0.6332 | 0.3732 c25 | 0.6247 | 0.3910 c26 | 0.7976 | 0.2986 c27 | 0.7766 | 0.3116 c28 | 0.7051 | 0.3529 c29 | 0.7078 | 0.2742 c30 | 0.7247 | 0.3407 c31 | 0.7773 | 0.2489 (blanks represent abs(loading) chi2 Pseudo R2 = = = = 1513 34.93 0.0000 0.6890 -| Robust tansuat | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -tuoi | 0279107 008129 3.43 0.001 0119781 0438434 gioitinh | -.1113184 14678 0.76 0.448 -.1763652 399002 tsck2 | -.480163 3841285 1.25 0.211 -.272715 1.233041 thsck1 | 5578588 3057686 1.82 0.068 0414367 1.157154 daihoc | 616962 9892182 2.65 0.008 6781296 4.555794 lamsang | 928412 3542384 2.62 0.009 1.622707 2341175 canlamsang | 9809687 4049733 2.42 0.015 1.774702 1872356 bacsi | 7588592 2557592 -2.97 0.003 1.260138 2575804 ddktv | -.2851008 3454562 0.83 0.409 -.391981 9621825 kinhnghiem | 0168519 0092461 1.82 0.068 0012701 0349739 ngaytruc | -.0446203 026995 1.65 0.098 -.0082889 0975295 mtat | 5771623 2672789 2.16 0.031 0533052 1.101019 mtlvn | 2748177 1863151 1.48 0.140 0903531 6399886 hlcv | 5029536 2555876 1.97 0.049 0020112 1.003896 tnct | -.2848916 1484934 1.92 0.055 -.0061501 5759333 ntql | -.4235045 2103113 -2.01 0.044 -.8357071 -.0113019 dklv | -.4269293 2917024 -1.46 0.143 -.9986556 144797 _cons | -3.748673 875506 -4.28 0.000 -5.464633 -2.032713 -mfx Marginal effects after logit y = Pr(tansuat) (predict) = 20116085 -variable | dy/dx Std Err z P>|z| [ 95% C.I ] X -+ tuoi | 0336567 00968 3.50 0.000 014795 052528 39.4884 gioitinh*| -.0134597 01781 0.76 0.450 -.02145 -.048369 467944 tsck2*| -.0669706 06099 1.10 0.272 -.052559 -.1865 067416 thsck1*| 2783814 14904 1.60 0.010 017731 174494 109055 daihoc*| 427187 14129 3.02 0.002 150268 704106 567376 lamsang*| 1621226 06596 -2.46 0.014 291402 032843 632518 canlam~g*| 1308093 04337 -3.02 0.003 215817 045801 198942 bacsi*| 2816174 02447 -3.34 0.001 129581 033654 280899 ddktv*| -.0450578 05356 0.84 0.400 -.059917 -.150033 598549 kinhng~m | 204233 00112 1.83 0.067 000146 004231 10.9247 ngaytruc | -.1108318 02655 1.65 0.098 -.00201 023674 2.56775 mtat | 2927472 04215 2.20 0.028 010126 175369 3.82229 mtlvn | 3313874 02233 1.48 0.138 010633 07691 3.71024 hlcv | 2808222 04039 2.00 0.045 001663 159982 3.72438 tnct | -.4578073 02379 1.92 0.054 -.00085 -.092411 3.46678 ntql | -.2680551 03346 -2.03 0.042 -.133638 -.002472 3.46166 dklv | -.016327 02366 0.07 0.945 -.04475 048015 3.76255 -(*) dy/dx is for discrete change of dummy variable from to estat gof Logistic model for slsc, goodness-of-fit test number of observations number of covariate patterns Pearson chi2(1490) Prob > chi2 = = = = 1513 1508 1500.12 0.4218 estat classification Logistic model for tansuat True -Classified | D ~D | Total -+ + + | 0 | | 224 1289 | 1513 -+ + Total | 224 1289 | 1513 Classified + if predicted Pr(D) >= True D defined as tansuat != -Sensitivity Pr( +| D) 0.00% Specificity Pr( -|~D) 100.00% Positive predictive value Pr( D| +) % Negative predictive value Pr(~D| -) 85.19% -False + rate for true ~D Pr( +|~D) 0.00% False - rate for true D Pr( -| D) 100.00% False + rate for classified + Pr(~D| +) % False - rate for classified Pr( D| -) 14.81% -Correctly classified 85.19% ... cố 1.3 ĐỐI TƢỢNG VÀ PHẠM VI NGHIÊN CỨU 1.3.1 Đối tượng nghiên cứu Các y? ??u tố ảnh hƣởng đến thái độ báo cáo cố nhân viên y tế Bệnh viện Ung Bƣớu khả ảnh hƣởng y? ??u tố đến thái báo cáo cố nhân viên. .. ? ?Các y? ??u tố liên quan đến thái độ báo cáo cố nhân viên Bệnh viện Ung Bƣớu” 1.2 MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU 1.2.1 Mục tiêu tổng quát Khảo sát y? ??u tố liên quan đến thái độ nhân viên y tế Bệnh viện Ung Bƣớu... an tồn, thái độ báo cáo hài lịng cơng việc, thái độ báo cáo thừa nhận căng thẳng thái độ báo cáo cố Nhận thức quản lý nhân viên y tế Kết luận hàm ý: Để nâng cao thái độ báo cáo cố nhân viên, cần