Biến Nhân tố 1 2 3 4 5 THADO1 .763 THADO2 .756 THADO3 .756 THADO4 .748 TT2 .791 TT3 .782 TT5 .741 TT1 .714 QTSK3 .852 QTSK1 .842 QTSK2 .813 KSHV1 .802 KSHV2 .768 KSHV3 .745 CCQ2 .777 CCQ1 .774 CCQ3 .686 Phương sai trích lũy tiến (%) 29.348 41.610 51.239 59.734 65.831 Hệ số Eigenvalue 4.989 2.085 1.637 1.444 1.036 Hệ số KMO = 0.817
Kiểm định Bartlett’s Test có hệ số Sig. = 0.000
5 nhân tố đƣợc xác định có thể đƣợc mơ tả nhƣ sau:
- Nhân tố 1: gồm 4 biến quan sát THADO1, THADO2, THADO3, THADO4. Các biến này cấu thành nhân tố Thái độ. Các biến quan sát này đều có hệ số tải lớn hơn 0.7 nên tất cả các biến quan sát này đều có ý nghĩa.
- Nhân tố 2: gồm 4 biến quan sát TT2, TT3, TT5, TT1. Các biến này cấu thành nhân tố Công tác tuyên truyền. Các biến quan sát này đều có hệ số tải lớn hơn 0.7 nên tất cả các biến quan sát này đều có ý nghĩa.
- Nhân tố 3: gồm 3 biến quan sát QTSK3, QTSK1, QTSK2. Các biến này cấu thành nhân tố Quan tâm sức khỏe. Các biến quan sát này đều có hệ số tải lớn hơn 0.8 nên tất cả các biến quan sát này đều có ý nghĩa.
- Nhân tố 4: gồm 3 biến quan sát KSHV1, KSHV2, KSHV3. Các biến này cấu thành nhân tố Kiểm soát hành vi. Các biến quan sát này đều có hệ số tải lớn hơn 0.7 nên tất cả các biến quan sát này đều có ý nghĩa.
- Nhân tố 5: gồm 3 biến quan sát CCQ2, CCQ1, CCQ3. Các biến này cấu thành nhân tố Chuẩn chủ quan. Các biến quan sát này đều có hệ số tải lớn hơn 0.6 nên tất cả các biến quan sát này đều có ý nghĩa.
4.4.2 Phân tích nhân tố khám phá thang đo Ý định tham gia Bảo hiểm y tế tự nguyện
Thang đo Ý định tham gia Bảo hiểm y tế tự nguyện gồm 4 biến quan sát. Sau khi đạt độ tin cậy bằng kiểm tra Cronbach’s Alpha, thang đo Ý định tham gia Bảo hiểm y tế tự nguyện vẫn cịn 4 biến quan sát.
Phân tích nhân tố khám phá EFA được sử dụng để kiểm định lại mức độ hội tụ của các biến quan sát. Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA các thang đo thuộc nhân tố Ý định tham gia có kết quả ở Bảng 4.10.
- Hệ số KMO trong phân tích bằng 0.819 > 0.5, cho thấy rằng kết quả phân tích yếu tố là đảm bảo độ tin cậy.
- Kiểm định Bartlett’s Test có hệ số Sig = 0.0000 < 0.05, thể hiện rằng kết quả phân tích yếu tố đảm bảo được mức ý nghĩa thống kê.
- Phương sai trích lũy tiến bằng 68.368 thể hiện rằng sự biến thiên của các yếu tố được phân tích có thể giải thích được 68.368% sự biến thiên của dữ liệu khảo sát ban đầu, đây là mức ý nghĩa ở mức khá.
- Hệ số Eigenvalues của yếu tố thứ 1 bằng 2.735 > 1, thể hiện sự hội tụ của phép phân tích dừng ở yếu tố thứ 1, hay kết quả phân tích cho thấy có 1 yếu tố được trích ra từ dữ liệu khảo sát.
- Hệ số tải yếu tố của mỗi biến quan sát thể hiện các yếu tố đều lớn hơn 0.8, cho thấy rằng các biến quan sát đều thể hiện được mối ảnh hưởng với các yếu tố mà các này thể hiện.
Bảng 4.10: Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA đối với thang đo thành phần Ý định tham gia Bảo hiểm y tế tự nguyện
Biến quan sát Nhân tố
1 Tôi cảm thấy việc tham gia Bảo hiểm y tế tự nguyện mang
lại nhiều ý nghĩa cho bản thân 0.813
Tôi nghĩ tham gia Bảo hiểm y tế tự nguyện là quan trọng đối
với bản thân và gia đình 0.805
Tơi dự định tham gia Bảo hiểm y tế tự nguyện trong thời
gian tới 0.837
Tôi quan tâm đến việc tham gia Bảo hiểm y tế tự nguyện 0.851 Phương sai trích = 68.368%
Hệ số Eigenvalue = 2.735 Hệ số KMO = 0.819
Kiểm định Bartlett’s Test có hệ số Sig. = 0.0000
Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên SPSS
4.5 Phân tích hồi quy
Từ kết quả phân tích nhân tố khám phá cho thấy có 5 yếu tố tác động đến Ý định tham gia Bảo hiểm y tế của người dân. Tiếp theo, nghiên cứu phân tích hồi quy nhằm xác định sự tương quan tuyến tính và mức độ quan trọng của từng yếu tố ảnh hưởng đến Ý định tham gia Bảo hiểm y tế của người dân
Phân tích hồi quy được thực hiện giữa biến phụ thuộc là Ý định tham gia Bảo hiểm y tế tự nguyện và các biến độc lập như: (1) Thái độ (THADO),
(2) Chuẩn chủ quan (CCQ), (3) Kiểm soát hành vi (KSHV), (4) Quan tâm sức khỏe (QTSK), (5) Công tác tuyên truyền (TT).
4.5.1 Kiểm định tƣơng quan
Trước khi tiến hành phân tích hồi quy tuyến tính, tác giả thực hiện phân tích tương quan tuyến tính giữa biến phụ thuộc với từng biến độc lập để xem xét mối quan hệ giữa các biến với nhau thông qua ma trận tương quan với giá trị kiểm định là hệ số tương quan Pearson. Kết quả phân tích tương quan thể hiện trong Bảng 4.11.
Theo kết quả, các biến độc lập đều có tương quan tuyến tính khá mạnh với biến phụ thuộc, trong đó hệ số tương quan giữa Quan tâm sức khỏe với Ý định tham gia Bảo hiểm y tế tự nguyện đạt cao nhất với giá trị 0.561; hệ số tương quan giữa Kiểm soát hành vi với Ý định tham gia Bảo hiểm y tế đạt giá trị thấp nhất với giá trị 0.231. Ngoải ra, giữa các biến độc lập cũng có mối tương quan với nhau, nghiên cứu sẽ sử dụng hệ số V.I.F để xác định hiện tượng đa cộng tuyến.
Bảng 4.11: Kết quả kiểm định tƣơng quan Pearson
YDTG THADO CCQ TT KSHV QTSK YDTG 1 THADO .704** 1 CCQ .478** .393** 1 TT .490** .337** .243** 1 KSHV .455** .357** .475** .174* 1 QTSK .561** .299** .254** .314** .231** 1
(*): Tương quan có ý nghĩa thống kê ở mức 0.05 (**): Tương quan có ý nghĩa thống kê ở mức 0.01
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS
4.5.2 Phân tích hồi quy
Kết quả phân tích hồi quy nhằm xác định mức độ ảnh hưởng của từng yếu tố trong mơ hình với biến phụ thuộc là Ý định tham gia Bảo hiểm y tế tự
nguyện người dân tại thành phố Long Khánh. Các mức độ ảnh hưởng này được xác định thông qua hệ số hồi quy. Mơ hình hồi quy như sau:
YDTG = β0 +β1THADO + β2CCQ + β3KSHV + β4QTSK + β5TT
Qua kết quả phân tích hồi quy ở Bảng 4.12 thì:
- Mơ hình có hệ số R2 hiệu chỉnh là 0.693 cho thấy mức độ phù hợp của mơ hình khá cao, các yếu tố đưa vào mơ hình giải thích được 69.3% sự thay đổi của biến phụ thuộc.
- Hệ số Durbin - Waston bằng 1.872 phù hợp với tiêu chuẩn nằm trong khoảng từ 1 đến 3.
Bảng 4.12: Đánh giá mức độ phù hợp của mơ hình
R R2 R2 hiệu chỉnh Độ lệch
chuẩn
Hệ số Durbin- Waston
.837 .701 .693 .33583 1.872
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS
- Kiểm định giá trị F được sử dụng để đánh giá mối quan hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập. Kết quả phân tích ANOVA cho giá trị mức ý nghĩa rằng có ít nhất một biến độc lập trong mơ hình có tác động đến biến phụ thuộc. Mơ hình phù hợp với dữ liệu nghiên cứu.
Bảng 4.13: Phân tích ANOVA Mơ hình Tổng bình phƣơng df Mơ hình Tổng bình phƣơng df Bình phƣơng trung bình F Mức ý nghĩa Sig. 1 Regression 56.464 5 10.093 87.628 .000 Residual 25.538 187 .115 Total 72.003 192
Nguồn: Kết quả xử lý số liệu trên SPSS
Kết quả hồi quy tại Bảng 4.14 cho thấy 5 biến độc lập có mức ý nghĩa Sig. nhỏ hơn 0.05. Như vậy, các biến độc lập tương quan có ý nghĩa thống kê với biến phụ thuộc với mức ý nghĩa 5%. Độ phóng đại phương sai (VIF) của các biến độc lập đều nhỏ hơn 2, chứng tỏ khơng có hiện tượng đa cộng tuyến.
Theo kết quả ở Bảng 4.14 thì ta có phương trình thể hiện mức độ ảnh hưởng của các biến độc lập lên biến phụ thuộc Ý định tham gia Bảo hiểm y tế tự nguyện của người dân như sau:
YDTG = 0.457*THADO + 0.111*CCQ + 0.190*TT + 0.135*KSHV + 0.306*QTSK
Bảng 4.14: Kết quả phân tích hồi quy
Mơ hình
Hệ số hồi quy chƣa chuẩn hóa
Hệ số hồi quy chuẩn hóa t Sig. Hệ số Tolerance Hệ số V.I.F Giá trị B Sai số chuẩn Beta Hằng số -.150 .187 -.800 .425 THADO .353 .036 .457 9.808 .000 .737 1.358 CCQ .097 .042 .111 2.322 .021 .702 1.424 TT .181 .042 .190 4.315 .000 .829 1.206 KSHV .111 .038 .135 2.891 .004 .734 1.362 QTSK .267 .038 .306 7.004 .000 .838 1.193
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS
Từ phương trình hồi quy cho thấy yếu tố Thái độ (THADO) có ảnh hưởng mạnh nhất đến ý định tham gia Bảo hiểm y tế tự nguyện của người dân tại thành phố Long Khánh, tỉnh Đồng Nai, tiếp theo là yếu tố Quan tâm sức khỏe (QTSK), Công tác tuyên truyền (TT), Kiểm soát hành vi (KSHV), và cuối cùng là yếu tố Chuẩn chủ quan (CCQ). Các yếu tố trên đều tác động cùng chiều (+) đến ý định tham gia bảo hiểm y tế tự nguyện.
Kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu được thể hiện trong Bảng 4.15. Như vậy, tất cả các giả thuyết nghiên cứu đều được chấp thuận.
Bảng 4.15: Tóm tắt kiểm định các giả thuyết nghiên cứu Giả Giả
thuyết Nội dung Sig.
Kết quả kiểm định
H1 Thái độ tác động cùng chiều đến ý định
tham gia Bảo hiểm y tế tự nguyện .000
Chấp nhận giả thuyết H2 Chuẩn chủ quan tác động cùng chiều đến ý định tham gia Bảo hiểm y tế tự nguyện .021 Chấp nhận giả thuyết H3 Kiểm soát hành vi tác động cùng chiều đến ý định tham gia Bảo hiểm y tế tự nguyện .004 Chấp nhận giả thuyết H4
Quan tâm sức khỏe tác động cùng chiều đến ý định tham gia Bảo hiểm y tế tự nguyện
.000 Chấp nhận giả thuyết
H5
Công tác tuyên truyền tác động cùng chiều đến ý định tham gia Bảo hiểm y tế tự nguyện
.000 Chấp nhận giả thuyết
Nguồn: Tác giả tổng hợp
4.5.3 Dị tìm các vi phạm giả định cần thiết
- Kiểm định phân phối chuẩn của phần dƣ
Biểu đồ Histrogram trong hình cho thấy đường cong phân phối chuẩn có dạng hình chng, phù hợp với dạng đồ thị của phân phối chuẩn. Mơ hình hồi quy có kết quả độ lệch chuẩn =0.987 xấp xỉ gần bằng 1 và phân phối chuẩn của phần dư (mean) = 0 rất nhỏ gần bằng 0. Vì vậy, xác định phần dư có phân phối chuẩn được chấp nhận
Hình 4.8: Biểu đồ Histogram
- Phƣơng sai của phần dƣ không đổi
Phương sai của phần dư được thể hiện trên đồ thị của phần dư chuẩn hóa theo giá trị dự báo của biến phụ thuộc kết quả đã được chuẩn hóa. Theo quan sát trên biểu đồ, thấy các phần dư phân tán ngẫu nhiên quanh trục 0 (tức quanh giá trị trung bình của phần dư) trong 1 phạm vi khơng đổi. Điều này có nghĩa là phương sai của phần dư là khơng đổi.
Hình 4.9: Biểu đồ P-P lot
Nguồn: Kết quả xử lý SPSS
- Phần dư chuẩn hóa phân tán ngẫu nhiên trên đồ thị, không tạo thành hình dạng nhất định nào. Như vậy, giá trị dự đoán và phần dư độc lập nhau và phương sai phần dư khơng đổi. Mơ hình hồi quy là phù hợp
Hình 4.10: Biểu đồ Scatter
4.5.4 Thảo luận kết quả hồi quy
- Yếu tố thái độ
Thái độ được xem là một trong những nhân tố quyết định chính trong việc lý giải hành vi của con người (Ajzen, 1991; Olsen, 2004). Theo lý thuyết về hành vi dự định, thái độ không quyết định hành vi trực tiếp; đúng hơn, nó tác động đến ý định hành vi, ảnh hưởng đến hành vi của con người. Thái độ của người dân đối với ý định tham gia bảo hiểm y tế tự nguyện bao gồm nhận thức về việc bảo hiểm y tế tự nguyện, lợi ích của việc tự nguyện tham gia bảo hiểm y tế.
Kết quả nghiên cứu đã khẳng định lại cơ sở lý thuyết, khái niệm này là yếu tố tác động mạnh nhất đến ý định của người dân (β =0.457). Kết quả này tương đồng với nghiên cứu của Nguyễn Xuân Cường và cộng sự (2014); Nguyễn Tuyết Mai (2015); Hoàng Thu Thủy và Bùi Hoàng Minh Thư (2018) và Brahmana và cộng sự (2018). Điều này cho thấy tại thành phố Long Khánh, tỉnh Đồng Nai, chính yếu tố thái độ là chất xúc tác mạnh cho người dân quyết định mua bảo hiểm y tế tự nguyện. Kết quả này rất có ý nghĩa thực tiễn, vì thái độ của người dân đối với bảo hiểm y tế tự nguyện là yếu tố hồn tồn có thể điều chỉnh được.
- Yếu tố quan tâm sức khỏe
Trong nghiên cứu này, khái niệm ý thức sức khỏe cao dẫn đến sự quan tâm cao đối với việc tiêu dùng các sản phẩm, dịch vụ có lợi cho sức khỏe trong hiện tại cũng như trong tương lai. Như đã trình bày, ý thức về quan tâm sức khỏe được xem là nền tảng để người dân tích cực tham gia bảo hiểm y tế tự nguyện. Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng yếu tố quan tâm đến sức khỏe tác động mạnh thứ hai đến ý định tham gia Bảo hiểm y tế tự nguyện của người dân với hệ số β =0.306. Kết quả trên tương đồng với các nghiên cứu của Nguyễn Tuyết Mai (2015); Lê Cảnh Bích Thơ và cộng sự (2016) và
Brahmana và cộng sự (2018) khi chỉ ra rằng sự quan tâm đến sức khỏe tác động cùng chiều đến ý định của người dân.
- Yếu tố công tác tuyên truyền
Tuyên truyền về Bảo hiểm y tế tự nguyện được hiểu là các hoạt động quảng bá, hướng đến việc nhận biết, làm gia tăng sự quan tâm của người dân đến Bảo hiểm y tế tự nguyện. Các tác giả Nguyễn Xuân Cường và cộng sự (2014); Lê Cảnh Bích Thơ và cộng sự (2016); Hoàng Thu Thủy và Bùi Hoàng Minh Thư (2018) cho rằng cơng tác tun truyền có mối liên hệ mật thiết với ý định tham gia bảo hiểm y tế tự nguyện của người dân. Kết quả nghiên cứu này cũng chứng minh điều đó với hệ số β =0.190. Kết quả này cho thấy, người dân chịu ảnh hưởng bởi các chương trình, kế hoạch tuyên truyền của các cơ quan chuyên môn để tham gia bảo hiểm y tế tự nguyện.
- Kiểm soát hành vi
Kiểm soát hành vi được cảm nhận như là niềm tin của một người về sự khó khăn hay dễ dàng ra sao trong việc thực hiện một hành vi. Các tác giả Nguyễn Xuân Cường và cộng sự (2014); Hoàng Thu Thủy và Bùi Hoàng Minh Thư (2018) và Brahmana và cộng sự (2018) cho rằng kiểm sốt hành vi có mối liên hệ mật thiết với ý định tham gia bảo hiểm y tế tự nguyện của người dân. Kết quả nghiên cứu này cũng chứng minh điều đó với hệ số β =0.135.
- Chuẩn chủ quan
Chuẩn chủ quan cũng là tiền đề của ý định hành vi trong lý thuyết của hành vi dự định (Chih – Hsuan Huang và cộng sự, 2015). Chuẩn chủ quan thể hiện là các niềm tin của một người về liệu có ai đó có ý nghĩa nên hay khơng nên thực hiện một hành vi nào đó (Eagly và Chaiken, 1993). Chuẩn chủ quan có tác động cùng chiều đến ý định mua bảo hiểm y tế tự nguyện của người dân. Kết quả nghiên cứu tương đồng với nghiên cứu của Nguyễn Tuyết Mai (2015) và Brahmana và cộng sự (2018).
4.6 Kiểm định sự khác biệt
- Kiểm định sự khác biệt theo giới tính
Kết quả kiểm định Levene đối với phương sai giữa hai nhóm nam và nữ cho hệ số Sig. = 0.055 > 0.05 nên phương sai giữa hai nhóm nam và nữ là đồng nhất. Kết quả kiểm định Independent với phương sai đồng nhất cho giá trị Sig. là 0.001< 0.05 do đó có thể kết luận rằng Ý định tham gia Bảo hiểm y tế tự nguyện giữa nam và nữ là khác nhau.
Bảng 4.16: Sự khác biệt về Ý định tham gia Bảo hiểm y tế tự nguyện theo giới tính Giới tính N Trung bình Độ lệch chuẩn Sai số chuẩn Nam 109 3.0390 .65456 .06270 Nữ 84 3.3214 .51421 .05611