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 lòng của bệnh nhân. Chính vì vậy, nhóm nhân tố này đƣợc đặt tên “Sự hài lòng 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 lòng 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
khoảng tin cậy cho tất cả các ƣớc lƣợng tham số, xây dựng cơ sở để suy luận thống kê. Bootstrap đối xử với các mẫu đƣợc quan sát nhƣ thể nó đại diện cho dân số. PLS ƣớc lƣợng mơ hình đƣờng dẫn cho mỗi mẫu Bootstrap. Các hệ số mơ hình là con đƣờng đƣợc tạo thành một phân phối Bootstrap có thể đƣợc xem nhƣ là một xấp xỉ của sự phân bố lấy mẫu. Kết quả PLS cho tất cả các mẫu bootstrap cung cấp các giá trị trung bình và sai số chuẩn cho mỗi hệ số mơ hình con đƣờng. Thông tin của T-test thể hiện cho ý nghĩa thống kê của mối quan hệ của mơ hình đƣờng dẫn.
Đề tài sử dụng kỹ thuật bootstrapping với mẫu lặp lại là 5000 quan sát (n = 5000) với cỡ mẫu ban đầu là 150 quan sát. Kết quả ƣớc lƣợng từ 5000 quan sát cho thấy trọng số gốc có ý nghĩa với trọng số trung bình của bootstrapping vì tất cả trọng số đều nằm trong khoảng tin cậy 95% (Bảng 4.17). Nhƣ vậy, các ƣớc lƣợng trong mơ hình có thể kết luận là đáng tin cậy.
Bảng 4.17. Kết quả Bootstrapping mơ hình cấu trúc Mối quan hệ Trọng số gốc (β) Trọng số trung bình boot Sai số chuẩn 2,5% 97,5% Thấu cảm BS Sự hài lòng Bn 0,521 0,501 -0,02 0,134 0,727 Thấu cảm BS Niềm tin BN 0,597 0,577 -0,02 0,224 0,778 Sự hài lòng BN Ý định truyền miệng 0,265 0,272 0,007 0,066 0,456 Niềm tin BN Ý định truyền miệng 0,331 0,337 0,006 0,121 0,509
Hình 4.3. Mơ hình kết quả đƣợc lấy từ PLS Bootstrap output
(Nguồn: Tổng hợp dữ liệu nghiên cứu của tác giả)
Bảng 4.18. Kết quả kiểm định giả thuyết Giả thuyết Mức độ tác động T-test P Values Kết quả H1: Thấu cảm BS Sự hài lòng Bn 0,521 3,430 0,001 Chấp nhận H2: Thấu cảm BS Niềm tin BN 0,597 4,201 <0,001 Chấp nhận H3: Sự hài lòng BN Ý định truyền miệng 0,265 2,685 0,007 Chấp nhận H4: Niềm tin BN Ý định truyền miệng 0,331 3,370 0,001 Chấp nhận
(Nguồn: Tổng hợp dữ liệu nghiên cứu của tác giả) Theo kết quả tổng hợp phân tích ở bảng 4.18, tác giả có các kết luận kiểm định giả thuyết nhƣ sau:
Giả thuyết H1: Sự thấu cảm (E) của bác sĩ tác động tích cực đến sự hài lịng
của bệnh nhân (S). Kết quả phân tích mơ hình cấu trúc tuyến tính SEM cho thấy sự thấu cảm bác sĩ tác động tích cực đến sự hài lịng bệnh nhân và có mối quan hệ thuận chiều, tuyến tính thơng qua trọng số tác động β = 0,521 và giá trị t-value = 3,430> 1,96. Vì thế, giả thuyết H1 đƣợc chấp nhận.
Giả thuyết H2: Sự thấu cảm (E) của bác sĩ tác động tích cực đến niềm tin (T)
của bệnh nhân. Kết quả phân tích mơ hình cấu trúc tuyến tính SEM cho thấy sự thấu cảm bác sĩ tác động tích cực với niềm tin của bệnh nhân và có mối quan hệ thuận chiều, tuyến tính thơng qua trọng số tác động β = 0,597 và giá trị t-value = 4,201 > 1,96. Vì thế, giả thuyết H2 đƣợc chấp nhận.
Giả thuyết H3: Sự hài lòng (S) của bệnh nhân có tác động tích cực đến ý
định truyền miệng (WOMI) của bệnh nhân. Kết quả phân tích mơ hình cấu trúc tuyến tính SEM cho thấy sự hài lịng (S) của bệnh nhân có tác động tích cực đến ý định truyền miệng (WOMI) của bệnh nhân đang theo khám và điều trị tại các bệnh viện y tế trên địa bàn thành phố Hồ Chí Minh, thông qua trọng số tác động β = 0,265 và giá trị t-value = 2,685 > 1,96. Vì thế, giả thuyết H3 đƣợc chấp nhận.
Giả thuyết H4: Niềm tin (T) của bệnh nhân có tác động tích cực đến ý định
truyền miệng (WOMI) của bệnh nhân. Kết quả phân tích mơ hình cấu trúc tuyến tính SEM cho thấy niềm tin (T) của bệnh nhân có tác động tích cực đến ý định truyền miệng (WOMI) của bệnh nhân đang theo khám và điều trị tại các bệnh viện y tế trên địa bàn thành phố Hồ Chí Minh, thơng qua trọng số tác động β = 0,331 và giá trị t-value = 3,370 > 1,96. Vì thế, giả thuyết H4 đƣợc chấp nhận.
4.3.4. Kiểm định mơ hình biến điều tiết
Giả thuyết H5: các yếu tố tuổi, giới tính, thu nhập, trình độ học vấn của bệnh nhân có ảnh hƣởng đến mối quan hệ thấu cảm của bác sĩ và sự hài lòng của bệnh nhân.
Giả thuyết H5a: yếu tố độ tuổi ảnh hƣởng đến mối quan hệ thấu cảm của bác sĩ và sự hài lòng của bệnh nhân.
Giả thuyết H5b: Giới tính nam, nữ ảnh hƣởng đến mối quan hệ thấu cảm của bác sĩ và sự hài lòng của bệnh nhân.
Giả thuyết H5c: thu nhập bệnh nhân ảnh hƣởng đến mối quan hệ thấu cảm của bác sĩ và sự hài lòng của bệnh nhân.
Giả thuyết H5d: trình độ học vấn của bệnh nhân ảnh hƣởng đến mối quan hệ thấu cảm của bác sĩ và sự hài lòng của bệnh nhân.
4.3.4.1. Mơ hình cấu trúc
Chúng tơi phân tích mơ hình giả thuyết H5 trình bày trong hình 4.4
Hình 4.4. Mơ hình cấu trúc với biến điều tiết
Tác giả sử dụng kỹ thuật bootstrapping với mẫu lặp lại là 5000 quan sát (n = 5000) với cỡ mẫu ban đầu là 150 quan sát để kiểm định giả thuyết H5. Kết quả ƣớc lƣợng từ 5000 quan sát cho thấy trọng số gốc có ý nghĩa với trọng số trung bình của bootstrapping vì tất cả trọng số đều nằm trong khoảng tin cậy 95%. Nhƣ vậy, các ƣớc lƣợng cho giả thuyết H5 có thể kết luận là đáng tin cậy.
Bảng 4.19. Kết quả kiểm định giả thuyết H5