(Nguồn: Tổng hợp dữ liệu nghiên cứu của tác giả) Tác giả ghi nhận thâm niên công tác trong ngành y tế của các bác sĩ là 7,57 ± 3,07 năm và thời gian làm việc ở vị trí hiện tại trung bình là 6,5 ± 3,05 năm.
6,5 7,57 0 2 4 6 8 10 12
Thời gian làm việc tại vị trí Thời gian trong ngành Thời gian trung bình (năm)
40% 40,3% 16,7% Đại học Thạc sĩ/ chuyên khoa Tiến sĩ Biểu đồ 4.8. Trình độ của bác sĩ
(Nguồn: Tổng hợp dữ liệu nghiên cứu của tác giả)
Với độ tuổi trung bình là 32,57 tuổi và thâm niên cơng tác trong ngành trung bình là 7,57 năm thì đa phần bác sĩ đƣợc khảo sát trong nghiên cứu có trình độ học vấn là đại học chiếm 40% và sau đại học nhƣ thạc sĩ, bác sĩ chuyên khoa 1, bác sĩ chuyên khoa 2 chiếm 40,3%. Số cịn lại 16,7% thuộc về trình độ học vấn Tiến sĩ.
4.2. Đánh giá sơ bộ độ tin cậy của thang đo trong mơ hình nghiên cứu 4.2.1. Kiểm định Cronbach’s Alpha 4.2.1. Kiểm định Cronbach’s Alpha
Để kiểm tra độ tin cậy của thang đo, các nhân tố trong mơ hình nghiên cứu đƣợc tác giả thực hiện kiểm định lần lƣợt và độc lập với nhau.
4.2.1.1. Nhân tố ―Sự thấu cảm của bác sĩ‖
Kết quả kiểm định độ tin cậy thang đo này đƣợc thể hiện trong bảng 4.1 bên dƣới:
Bảng 4.1. Hệ số Cronbach’s Alpha của Sự thấu cảm của bác sĩ
Biến
Trung bình thang đo nếu
loại biến
Phƣơng sai thang đo nếu
loại biến
Tƣơng quang tổng
biến
Cronbach’s Alpha nếu loại
biến a. Yếu tố nhận thức (Doctor-Perspctive-taking): Cronbach’s Alpha: 0,864
DEPT1 10,92 2,544 0,833 0,720
DEPT2 10,97 3,066 0,686 0,862
DEPT3 10,81 3,566 0,741 0,826
b. Yếu tố Thấu hiểu (Doctor-Empathic Concern): Cronbach’s Alpha: 0,861
DECN1 14,47 5,526 0,701 0,826
DECN2 14,35 5,530 0,729 0,815
DECN3 14,47 5,902 0,692 0,832
DECN4 14,73 5,059 0,722 0,820
c. Yếu tố ―Lan truyền cảm xúc‖ (Doctor-Emotional Contagion): Cronbach’s Alpha: 0,860 DECO1 19,74 8,006 0,692 0,827 DECO2 19,76 8,667 0,662 0,835 DECO3 19,75 8,939 0,609 0,848 DECO4 19,74 7,859 0,719 0,820 DECO5 19,57 8,019 0,711 0,822
(Nguồn: Tổng hợp dữ liệu nghiên cứu của tác giả) Từ kết quả bảng 4.1, tác giả ghi nhận rằng nhân tố sự thấu cảm của bác sĩ trong nghiên cứu bao gồm 3 thành phần: Nhận thức (Doctor-Perspective-taking), Thấu hiểu (Doctor-Empathic Concern), Lan truyền cảm xúc (Doctor-Emotional Contagion). Các biến quan sát trong thang đo của 3 thành phần đều có hệ số Cronbach‟s Alpha >0,6 và hệ số tƣơng quan tổng biến ≥0,3 đạt đƣợc độ tin cậy và độ giá trị; nhƣ vậy các biến quan sát đều đƣợc giữ nguyên để tiến hành các phân tích tiếp theo.
4.2.1.2. Nhân tố ―Sự hài lòng của bệnh nhân‖
Kết quả kiểm định độ tin cậy thang đo đƣợc thể hiện trong bảng 4.2
Bảng 4.2. Hệ số Cronbach’s Alpha của Sự hài lịng của bệnh nhân Biến Trung bình Biến Trung bình
thang đo nếu loại biến
Phƣơng sai thang đo nếu
loại biến
Tƣơng quang tổng
biến
Cronbach’s Alpha nếu loại
biến Sự hài lòng của bệnh nhân: Cronbach’s Alpha: 0,864
PSAT1 26,08 11,631 0,710 0,832 PSAT2 26,14 10,752 0,711 0,833 PSAT3 26,13 11,647 0,654 0,842 PSAT4 26,05 12,964 0,593 0,853 PSAT5 26,17 12,556 0,611 0,850 PSAT6 26,06 11,829 0,690 0,836
(Nguồn: Tổng hợp dữ liệu nghiên cứu của tác giả) Kết quả bảng 4.2 cho thấy các biến trong thang đo sự hài lịng của bệnh nhân trong nghiên cứu có hệ số Cronbach‟s Alpha= 0,864 >0,6 và hệ số tƣơng quan tổng biến ≥0,3; nhƣ vậy các biến quan sát này cũng giống nhƣ các biến quan sát trong thang đo sƣ thấu cảm của bác sĩ đều đạt đƣợc độ tin cậy, và thỏa mãn yêu cầu để giữ nguyên cho các bƣớc phân tích tiếp theo.
4.2.1.3. Nhân tố ―Niềm tin của bệnh nhân‖
Bảng 4.3. Hệ số Cronbach’s Alpha của Niềm tin của bệnh nhân Biến Trung bình Biến Trung bình
thang đo nếu loại biến
Phƣơng sai thang đo nếu
loại biến
Tƣơng quang tổng
biến
Cronbach’s Alpha nếu loại biến
Niềm tin của bệnh nhân: Cronbach’s Alpha: 0,878
PTQ1 26,71 10,796 0,766 0,843 PTQ2 26,72 11,357 0,705 0,854 PTQ3 26,61 11,381 0,629 0,868 PTQ4 26,87 11,647 0,672 0,860 PTQ5 26,73 11,448 0,715 0,853 PTQ6 26,70 11,755 0,628 0,867
(Nguồn: Tổng hợp dữ liệu nghiên cứu của tác giả) Nhân tố niềm tin của bệnh nhân trong nghiên cứu với các biến trong thang đo có hệ số Cronbach‟s Alpha= 0,878 >0,6 và hệ số tƣơng quan tổng biến ≥0,3; nhƣ vậy các biến quan sát này cũng đƣợc giữ nguyên cho bƣớc phân tích sau đó.
4.2.1.4. Nhân tố ―Ý định truyền miệng‖
Vì nhân tố ý định truyền miệng chỉ có 2 biến quan sát nên tác giả khơng thực hiện đo lƣờng hệ số Cronbach‟s Alpha thƣờng.
4.2.2. Phân tích nhân tố khám phá EFA
Bảng 4.4. Kết quả phân tích EFA của các nhân tố thấu cảm của bác sĩ Nhân tố Giá trị Eigenvalues Phƣơng sai trích (%) Tổng phƣơng sai Nhân tố Giá trị Eigenvalues Phƣơng sai trích (%) Tổng phƣơng sai
trích (%) 1 6,717 55,971 67,731 2 1,411 11,760 Hệ số KMO 0,906 Kiểm định Barlett Khi bình phƣơng 1202,770 Độ lệch chuẩn 66 Mức ý nghĩa (Sig.) <0,001
(Nguồn: Tổng hợp dữ liệu nghiên cứu của tác giả) Theo bảng 4.4, ta thấy các biến quan sát thỏa mản điều kiện hệ số KMO = 0,906 (≥0,5) và kiểm định Barlett cho giá trị Sig <0,001 (<0,05) điều đó chứng tỏ các biến quan sát có tƣơng quan trong tổng thể, và thỏa mãn điều kiện để tiến hành phân tích EFA với dữ liệu thu đƣợc.
Sau khi phân tích EFA có 2 nhân tố đƣợc trích từ thang đo, các nhân tố này đều có giá trị Eigenvalue >1 và tổng phƣơng sai trích bằng 67,731% (>50%) nên việc phân tích nhân tố là thích hợp.
Bảng 4.5. Ma trận xoay của các nhân tố thấu cảm của bác sĩ Biến Hệ số tải Biến Hệ số tải Nhân tố 1 Nhân tố 2 DECN2 0,821 DECN1 0,805 DECN4 0,785 DECO4 0,782 DECO5 0,759 DECN3 0,732 DECO1 0,721 DECO3 0,706 DECO2 0,683 DEPT3 0,897 DEPT1 0,884 DEPT2 0,760
(Nguồn: Tổng hợp dữ liệu nghiên cứu của tác giả) Theo bảng 4.5, tác giả có các nhận xét nhƣ sau:
Nhân tố 1: Nhân tố này giải thích đƣợc 55,971% sự biến thiên của dữ liệu.
Kết quả phân tích EFA rút trích nhân tố này gồm 9 biến quan sát và hệ số tải nhân tố đều đạt >0,5 chứng tỏ thang đo đạt giá trị hội tụ và giá trị phân biệt trong nhân tố này. Vì vậy, nhóm nhân tố này đƣợc đặt tên “Năng lực cảm xúc”
Nhân tố 2: Nhân tố này giải thích đƣợc 11,760% sự biến thiên của dữ liệu.
Kết quả phân tích EFA rút trích nhân tố này gồm 3 biến quan sát và hệ số tải nhân tố đều đạt >0,5 chứng tỏ thang đo đạt giá trị hội tụ và giá trị phân biệt trong nhân tố này. Vì vậy, nhóm nhân tố này đƣợc đặt tên “Quan điểm nhìn nhận”.
4.2.2.2. Rút trích các nhân tố thuộc nhân tố ―sự hài lòng của bệnh nhân‖ Bảng 4.6. Kết quả phân tích EFA của các nhân tố sự hài lịng của bệnh nhân
Nhân tố Giá trị Eigenvalues Phƣơng sai trích (%) Tổng phƣơng sai trích (%) 1 3,590 59,840 59,840 Hệ số KMO 0,831 Kiểm định Barlett Khi bình phƣơng 390,553 Độ lệch chuẩn 15 Mức ý nghĩa (Sig.) <0,001
(Nguồn: Tổng hợp dữ liệu nghiên cứu của tác giả) Kết quả phân tích ở bảng 4.6, chỉ ra rằng các biến quan sát trong nhân tố sự hài lịng của bệnh nhân có hệ số KMO = 0,831 (≥0,5) và kiểm định Barlett đạt giá trị Sig <0,001 (<0,05) chứng tỏ các biến quan sát này tƣơng quan trong tổng thể, thỏa mãn điều kiện trên để tiến hành phân tích EFA với dữ liệu thu đƣợc.
Sau khi phân tích EFA có 1 nhân tố đƣợc trích từ thang đo với giá trị Eigenvalue >1 và tổng phƣơng sai trích bằng 59,840% (>50%) nên việc phân tích nhân tố là thích hợp.
Bảng 4.7. Ma trận xoay của các nhân tố sự hài lòng của bệnh nhân Biến Hệ số tải Biến Hệ số tải PSAT2 0,817 PSAT1 0,815 PSAT6 0,795 PSAT3 0,770 PSAT5 0,726 PSAT4 0,712
(Nguồn: Tổng hợp dữ liệu nghiên cứu của tác giả) Trong ma trận xoay ở bảng 4.7, có 06 nhân tố đƣợc trích, biến quan sát có hệ số tải thấp nhất là 0,712. Các biến này thể hiện mức độ hài lịng của bệnh nhân. Chính vì vậy, nhóm nhân tố này đƣợc đặt tên “Sự hài lịng của bệnh nhân”.
4.2.2.3. Rút trích các nhân tố thuộc nhân tố ―niềm tin của bệnh nhân‖
Bảng 4.8. Kết quả phân tích EFA của các nhân tố niềm tin của bệnh nhân Nhân tố Giá trị Eigenvalues Phƣơng sai trích (%) Tổng phƣơng sai Nhân tố Giá trị Eigenvalues Phƣơng sai trích (%) Tổng phƣơng sai
trích (%) 1 3,745 62,415 62,415 Hệ số KMO 0,802 Kiểm định Barlett Khi bình phƣơng 457,147 Độ lệch chuẩn 15 Mức ý nghĩa (Sig.) <0,001
(Nguồn: Tổng hợp dữ liệu nghiên cứu của tác giả) Từ bảng 4.8, cho ta thấy các biến quan sát của yếu tố Niềm tin của bệnh nhân có hệ số KMO = 0,802 (≥0,5) và kiểm định Barlett đạt giá trị Sig <0,001 (<0,05) chứng tỏ các biến quan sát có tƣơng quan trong tổng thể, thỏa mãn điều kiện để tiến hành phân tích EFA với dữ liệu thu đƣợc.
Sau khi phân tích EFA có 1 nhân tố đƣợc trích từ thang đo với giá trị Eigenvalue >1 và tổng phƣơng sai trích bằng 62,415% (>50%) nên việc phân tích nhân tố là thích hợp.
Bảng 4.9. Ma trận xoay của các nhân tố niềm tin của bệnh nhân Biến Hệ số tải Biến Hệ số tải PTQ1 0,851 PTQ5 0,815 PTQ2 0,810 PTQ4 0,779 PTQ3 0,741 PTQ6 0,738
(Nguồn: Tổng hợp dữ liệu nghiên cứu của tác giả) Bảng 4.9 là ma trận xoay có 06 nhân tố đƣợc trích, biến quan sát có hệ số tải thấp nhất là 0,738. Các biến này thể hiện mức độ niềm tin của bệnh nhân. Chính vì vậy, nhóm nhân tố này đƣợc đặt tên “Niềm tin của bệnh nhân”.
4.2.2.4. Rút trích các nhân tố thuộc nhân tố ―ý định truyền miệng‖
Bảng 4.10. Kết quả phân tích EFA của các nhân tố ý định truyền miệng Nhân tố Giá trị Eigenvalues Phƣơng sai trích (%) Tổng phƣơng sai Nhân tố Giá trị Eigenvalues Phƣơng sai trích (%) Tổng phƣơng sai
trích (%) 1 1,804 90,215 90,215 Hệ số KMO 0,5 Kiểm định Barlett Khi bình phƣơng 153,542 Độ lệch chuẩn 1 Mức ý nghĩa (Sig.) <0,001
(Nguồn: Tổng hợp dữ liệu nghiên cứu của tác giả) Theo bảng 4.10, ta thấy hệ số KMO = 0,5 (≥0,5) và kiểm định Barlett ta có giá trị Sig <0,001 (<0,05) chứng tỏ các biến quan sát có tƣơng quan trong tổng thể, thỏa mãn hai điều kiện trên nên tiến hành phân tích EFA với dữ liệu thu đƣợc.
Sau khi phân tích EFA có 1 nhân tố đƣợc trích từ thang đo với giá trị Eigenvalue >1 và tổng phƣơng sai trích bằng 90,215% (>50%) nên việc phân tích nhân tố là thích hợp.
Bảng 4.11. Ma trận xoay của các nhân tố ý định truyền miệng Biến Hệ số tải Biến Hệ số tải
PWOM1 0,950
PWOM2 0,950
(Nguồn: Tổng hợp dữ liệu nghiên cứu của tác giả) Ma trận xoay có 02 nhân tố đƣợc trích, biến quan sát có hệ số tải thấp nhất là 0,950. Các biến này thể hiện mức độ của ý định truyền miệng. Chính vì vậy, nhóm nhân tố này đƣợc đặt tên “ý định truyền miệng”.
Sau khi tiến hành kiểm định độ tin cậy Cronbach‟s Alpha và phân tích nhân tố khám phá EFA, tác giả đã hiệu chỉnh và đặt tên lại cho các nhân tố.
Hình 4.1. Mơ hình nghiên cứu hiệu chỉnh
Các giả thuyết đã xây dựng trƣớc đó đƣợc giữ ngun cho mơ hình hiệu chỉnh, nhƣ sau:
H1: Sự thấu cảm của bác sĩ tác động tích cực đến sự hài lịng của bệnh nhân. H2: Sự thấu cảm của bác sĩ tác động tích cực đến niềm tin của bệnh nhân. H3: Sự hài lịng của bệnh nhân tác động tích cực đến ý định truyền miệng. H4: Niềm tin của bệnh nhân tác động tích cực đến ý định truyền miệng.
4.3. Phân tích mơ hình cấu trúc tuyến tính (SEM)
Mơ hình nghiên cứu đƣợc kiểm định bằng phƣơng pháp phân tích mơ hình cấu trúc tuyến tính (SEM) thơng qua phần mềm SmartPLS. Mơ hình kiểm định mức độ tác động của 04 yếu tố: thấu cảm của bác sĩ, sự hài lòng của bệnh nhân, niềm tin của bệnh nhân và ý định truyền miệng của bệnh nhân.
4.3.1. Đánh giá mơ hình đo lƣờng
Để đánh giá mơ hình đo lƣờng, nghiên cứu sử dụng hệ số tin cậy tổng hợp CR, tổng phƣơng sai trích AVE và hệ số tải nhân tố đơn lẻ (outer loading). Trong đó hệ số tin cậy tổng hợp phải lớn hơn 0,7; hệ số outer loading phải lớn hơn 0,4 (Hair et al., 2014), tổng phƣơng sai trích phải lớn hơn 0,5 (Fornell, Larcker, 1981)
Ý định truyền miệng Hài lòng của
bệnh nhân
Niềm tin của bệnh nhân Thấu cảm của bác sĩ Năng lực cảm xúc Quan điểm nhìn nhận
Bảng 4.12. Độ hội tụ và giá trị hội tụ của thang đo Thang đo thành phần Độ tin cậy tổng Thang đo thành phần Độ tin cậy tổng
hợp (CR) Phƣơng sai trích (AVE) Cronbach’s Alpha Năng lực cảm xúc 0,939 0,632 0,927 Quan điểm nhận thức 0,920 0,793 0,869 Thấu cảm của bác sĩ 0,938 0,559 0,928 Sự hài lòng của bệnh nhân 0,899 0,598 0,865
Niềm tin của bệnh nhân 0,908 0,624 0,879
Ý định truyền miệng 0,949 0,902 0,892
(Nguồn: Tổng hợp dữ liệu nghiên cứu của tác giả)
Bảng 4.13. Hệ số tƣơng quan giữa các biến
Sự hài lòng của BN Niềm tin của BN Năng lực cảm xúc Quan điểm nhìn nhận Thấu cảm của bác sĩ Ý định truyền miệng Sự hài lòng của BN 0,773
Niềm tin của BN 0,680 0,790
Năng lực cảm xúc 0,443 0.539 0,795
Quan điểm nhìn nhận 0,554 0,554 0,576 0.891
Thấu cảm của bác sĩ 0,521 0,597 0,669 0,760 0.748
Ý định truyền miệng 0,490 0,511 0,204 0,252 0,239 0,950
(Nguồn: Tổng hợp dữ liệu nghiên cứu của tác giả) Bảng 4.13 cho thấy giá trị căn bậc 2 của phƣơng sai trích trung bình của mỗi khái niệm đều lớn hơn các hệ số tƣơng quan giữa các biến tƣơng ứng. Nhƣ vậy, khái niệm trong nghiên cứu đạt đƣợc giá trị phân biệt (Fornell và Larcker, 1981).
Ngoài ra, kiểm định hiện tƣợng đa cộng tuyến đều có giá trị VIF <5 (Hair và cộng sự, 2014) với giá trị lớn nhất là 3,494 (Bảng 4.14) nên mơ hình phù hợp.
Bảng 4.14. Giá trị VIF
Biến VIF Biến VIF Biến VIF
DECN1 3.453 DECO3 2.933 PSAT1 2.146
DECN1 3.494 DECO3 3.054 PSAT2 2.332
DECN2 2.707 DECO4 2.514 PSAT3 1.907
DECN2 2.738 DECO4 2.581 PSAT4 1.852
DECN3 2.511 DECO5 2.379 PSAT5 1.790
DECN3 2.645 DECO5 2.415 PSAT6 1.968
DECN4 2.393 DEPT1 3.476 PTQ1 2.765 DECN4 2.466 DEPT1 3.849 PTQ2 2.734 DECO1 2.234 DEPT2 1.988 PTQ3 1.716 DECO1 2.316 DEPT2 2.295 PTQ4 2.103 DECO2 2.268 DEPT3 2.622 PTQ5 2.857 DECO2 2.303 DEPT3 2.870 PTQ6 1.785 PWOM1 2.832 PWOM2 2.832
(Nguồn: Tổng hợp dữ liệu nghiên cứu của tác giả)
4.3.2. Đánh giá mơ hình cấu trúc
Bảng 4.15. Hệ số ảnh hƣởng effect size f2
Hài lòng BN Niềm tin BN Ý định truyền miệng
Thấu cảm BS 0,372 0,554
Hài lòng BN 0,054
Niềm tin BN 0,084
(Nguồn: Tổng hợp dữ liệu nghiên cứu của tác giả) Yếu tố thấu cảm bác sĩ tác động lớn đến yếu tố sự hài lòng bệnh nhân (0,372) và niềm tin bệnh nhân (0,554). Yếu tố sự hài lòng bệnh nhân và niềm tin bệnh nhân tác động trung bình đến ý định truyền miệng (0,054) và (0,084).
Thơng qua phân tích mức độ ảnh hƣởng của các nhân tố đến ý định truyền miệng cho thấy các khái niệm Thấu cảm của bác sĩ, Niềm tin của bệnh nhân, Sự hài lịng của bệnh nhân giải thích đƣợc 29,9% (R2) sự biến thiên ý định truyền miệng với mức ý nghĩa thống kê 5% (Hình 4.2) và cịn lại 70,1% chƣa giải thích đƣợc là do yếu tố khác chƣa đƣa vào mơ hình. Ngồi ra, nếu mơ hình nhận đƣợc giá trị SRMR nhỏ hơn 0,1 thì đƣợc xem là phù hợp với dữ liệu thực tế. Nhƣ vậy, với giá trị SRMR = 0,096 < 0,1 (Bảng 4.16), mơ hình nghiên cứu đƣợc kết luận phù hợp với địa bàn nghiên cứu.
Bảng 4.16. Bảng dữ liệu phân tích SRMR Mơ hình cấu trúc SRMR 0,096 d_ULS 6,860 d_G n/a Chi-Square infinite NFI n/a
(Nguồn: Tổng hợp dữ liệu nghiên cứu của tác giả) Tuy nhiên theo Chin và cộng sự (1996) khi phân tích tác động của biến độc lập lên biến phụ thuộc nhà nghiên cứu khơng chỉ xem xét mối liên hệ cũng nhƣ có ý
nghĩa hay khơng giữa các mối quan hệ đó mà cịn phải xem tác động mạnh, yếu của các mối quan hệ làm căn cứ cho việc phân bố nguồn lực. Chính vì vậy đề tài tiếp tục thực hiện kiểm định bootstrapping.
Hình 4.2. Mơ hình kết quả đƣợc lấy từ dữ liệu PLS output
(Nguồn: Tổng hợp dữ liệu nghiên cứu của tác giả)
4.3.3. Kiểm định bootstrapping
Sau khi thực hiện phân tích mơ hình bên ngồi, mơ hình bên trong (mơ hình cấu trúc) đƣợc phân tích để ƣớc lƣợng cụ thể mối quan hệ giữa các biến tiềm ẩn. Giá trị hệ số đƣờng dẫn (Path coefficient) cho biến tiềm ẩn nội sinh và phân tích R- square đƣợc sử dụng. Điều quan trọng cần lƣu ý là mức độ ý nghĩa ở mức 5% (p values <0,05). Đánh giá kết quả nghiên cứu đƣợc thực hiện thông qua phân tích Bootstrap phi tham số (kiểm định Bootstrap). Việc lấy mẫu lại (Resampling) là chiến lƣợc phù hợp để kiểm định mơ hình trong thực tiễn. Bootstrap là kỹ thuật lấy