Hệ số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) 0,825
Kiểm định Bartlett’s của thang đo
Giá trị Chi bình phương 3178,181
df 325
Sig. Mức ý nghĩa quan sát 0,000
74
Theo kết quả tại Bảng 4.14 cho thấy tất cả các nhân tố đều có giá trị Eigenvalues > 1, tổng phương sai trích ở dòng component số 6 và cợt culumlative có giá trị phương sai cộng dồn của các yếu tố là = 66,546 > 50% là đạt yêu cầu. Tổng phương sai trích là 66,546% cho biết 5 nhân tố giải thích được 66,546% biến thiên của dữ liệu.
Bảng 4.15 Phân tích tổng phương sai trích các biến đợc lập
Nhân tố
Eigenvalue khởi tạo Tổng trích của hệ số tải bình phương Tổng xoay của hệ số tải bình phương Tổng cộng % Phương sai % tích lũy Tổng cộng % Phương sai % tích lũy Tổng cộng % Phương sai % tích lũy 1 6,750 25,961 25,961 6,750 25,961 25,961 5,441 20,927 20,927 2 3,783 14,551 40,512 3,783 14,551 40,512 3,470 13,347 34,274 3 3,072 11,816 52,328 3,072 11,816 52,328 2,839 10,917 45,192 4 2,288 8,801 61,129 2,288 8,801 61,129 2,795 10,748 55,940 5 1,408 5,417 66,546 1,408 5,417 66,546 2,758 10,606 66,546 6 0,954 3,670 70,216 7 0,762 2,932 73,147 8 0,727 2,797 75,944 9 0,644 2,477 78,421 10 0,577 2,221 80,642 11 0,562 2,161 82,803 12 0,497 1,913 84,716 13 0,475 1,826 86,542 14 0,438 1,684 88,226 15 0,416 1,601 89,827 16 0,371 1,429 91,256 17 0,344 1,324 92,580 18 0,314 1,209 93,789 19 0,298 1,144 94,933 20 0,267 1,028 95,961 21 0,236 0,909 96,871 22 0,221 0,850 97,720 23 0,203 0,780 98,500 24 0,173 0,667 99,168 25 0,128 0,491 99,658 26 0,089 0,342 100,000
75
Đánh giá hệ số tải nhân tố (Factor loading). Kết quả phân tích EFA tại bảng 4.15 cho thấy hệ số tải về một nhân tố như sau:
Nhân tố thứ nhất (QLBH) có 7 biến quan sát (QLBH1, QLBH2, QLBH3, QLBH4, QLBH5, QLBH6, QLBH7) thuộc thang đo “Quyền lợi khi mua BHYT” và tất cả các hệ số đều từ 0,775 trở lên đạt tiêu chuẩn đề ra.
Nhân tố thứ hai (CLKB) có 6 biến quan sát (CLKB1, CLKB2, CLKB3, CLKB4, CLKB5, CLKB6) nằm trong thang đo “Chất lượng dịch vụ khám chữa bệnh”, các hệ số tải đều từ 0,708 trở lên đạt tiêu chuẩn đề ra.
Nhân tố thứ ba (CTTT) có 5 biến quan sát (CTTT1, CTTT2, CTTT3, CTTT4, CTTT5) thuộc thang đo “Công tác tuyên truyền”, các hệ số tải đều từ 0,667 trở lên đạt tiêu chuẩn đề ra.
Nhân tố thứ thứ (CSKB) có 4 biến quan sát (CSKB1, CSKB2, CSKB3, CSKB4) thuộc thang đo “Cơ sở vật chất khám chữa bệnh”, các hệ số tải đều từ 0,755 trở lên đạt tiêu chuẩn đề ra.
Nhân tố thứ năm (TTHC) có 4 biến quan sát (TTHC1, TTHC2, TTHC3, TTHC4) thuộc thang đo “Thủ tục hành chính, các hệ số tải đều từ 0,724 trở lên đạt tiêu chuẩn đề ra.
76
Bảng 4.16 Ma trận xoay các nhân tố cho biến độc lập Nhân tố Nhân tố 1 2 3 4 5 QLBH1 0,901 QLBH5 0,899 QLBH6 0,862 QLBH3 0,816 QLBH7 0,816 QLBH2 0,783 QLBH4 0,775 CLKB5 0,792 CLKB4 0,772 CLKB6 0,758 CLKB2 0,749 CLKB1 0,743 CLKB3 0,708 CTTT1 0,810 CTTT3 0,737 CTTT2 0,728 CTTT4 0,668 CTTT5 0,667 CSKB4 0,843 CSKB1 0,832 CSKB2 0,794 CSKB3 0,755 TTHC3 0,893 TTHC2 0,764 TTHC4 0,730 TTHC1 0,724
Nguồn: Số liệu phân tích từ phần mềm SPSS 20
Sau khi thực hiện phân tích nhân tố khám pha EFA, các biến quan sát đều có hệ số tải lớn hơn (>0,5) đạt yêu cầu nghiên cứu. Vì vậy, tác giả giữ lại tất cả 26 biến quan sát và 5 nhân tố và tiếp tục sử dụng trong các phân tích tiếp theo.
4.3.3.2 Phân tích nhân tố khám phá EFA cho biến phụ thuộc
Nhóm nhân tố Ý định mua BHYT hợ gia đình bao gồm 3 biến quan sát và thông qua 3 biến này để đánh giá ý định mua BHYT của người dân theo hợ gia đình tại
77
Thành phố Quảng Ngãi. Để đảm bảo độ tin cậy của các nhân tố ý định mua đã được trình bày ở phần lý luận, chúng ta tiến hành phân tích nhân tố khám phá EFA. Kết quả thu được như sau:
Bảng 4.17 Kết quả kiểm định KMO và Bartlett’s Test cho biến độc lập
Hệ số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) 0,696
Kiểm định Bartlett’s của thang đo
Giá trị Chi bình phương 170,791
df 3
Sig. Mức ý nghĩa quan sát 0,000
Nguồn: Số liệu phân tích từ phần mềm SPSS 20
Theo bảng 4.17 cho thấy Hệ số KMO = 0,696 lớn hơn (> 0,5), kiểm định Bartlett’s có Sig. = 0,000 < 0,05. Kết quả này chỉ ra rằng các biến quan sát trong tổng thể có mối quan hệ với nhau và phân tích nhân tố EFA là phù hợp.
Bảng 4.18 Ma trân xoay nhân tố biến phụ thuộc
Hệ số tải nhân tố 1 YDBH1 0,859 YDBH2 0,824 YDBH3 0,818 Eigenvalues 2,087 Phương sai trích (%) 69,552
Phương sai trích tích lũy (%) 69,552
Nguồn: Số liệu phân tích từ phần mềm SPSS 20
Theo kết quả phân tích bảng 4.18 cho thấy với phương pháp trích yếu tố Principal Component và phép xoay Varimax, thang đo ý định mua đã trích 1 yếu tố từ 3 biến quan sát, với phương sai trích tích lũy được là 69,552%, các hệ số tải nhân tố của các biến đều lớn hơn 0,5 phù hợp với điều kiện phân tích. Tổng phương sai trích là 69,552% cho biết 3 nhân tố giải thích được 69,552% biến thiên của dữ liệu. Như
78
vậy, kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA cho biết khơng có sự thay đổi nhân tố trong mơ hình nghiên cứu đề xuất.
4.3.4 Phân tích hồi quy
4.3.4.1 Kiểm định hệ số tương quan Pearson
Trước khi tiến hành phân tích hồi quy là xem xét các mối tương quan tuyến tính giữa các biến đợc lập với biến phụ tḥc và chính giữa các biến đợc lập với nhau. Vì nếu có bất cứ liên hệ tương quan qua lại chặt chẽ nào giữa các biến đợc lập có thể ảnh hưởng lớn đến kết quả của phân tích hồi quy bợi.
Tác giả giá trị trung bình cợng của các biến mới đại diện cho từng nhóm biến đợc lập và biến phụ tḥc. X1 = (CTTT1 + CTTT2 + CTTT3 + CTTT4 + CTTT5) X2 = (QLBH1 + QLBH2 + QLBH3 + QLBH4 + QLBH5 + QLBH6 + QLBH7) X3 = (TTHC1 + TTHC2 + TTHC3 + TTHC4) X4 = (CSKB1 + CSKB2 + CSKB3 + CSKB4) X5 = (CLKB1 + CLKB2 + CLKB3 + CLKB4 + CLKB5 + CLKB6) Y = (YDBH1 + YDBH2 + YDBH3)
Gọi phương trình hồi quy chưa chuẩn hóa của mơ hình có dạng như sau:
Y = β0 + β1X1 + β2X2 + β3X3 + β4X4 + β5X5
Trong đó: X1: Cơng tác trun truyền về BHYT X2: Quyền lợi khi tham gia BHYT X3: Thủ tục hành chính
X4: Cơ sở vật chất khám chữa bệnh X5: Chất lượng dịch vụ khám chữa bệnh Y : Ý định mua BHYT hợ gia đình
Tiếp theo tác giả kiểm định mới tương quan tuyến tính giữa các biến độc lập X1, X2, X3, X4, X5 với biến phụ thuộc Y. Kết quả ma trận tương quan sẽ thể hiện mức độ tương quan giữa các biến nêu trên.
79
Bảng 4.19 Ma trân hệ số tương quan
CTTT QLBH TTHC CSKB CLKB YDBH
CTTT
Tương quan Pearson 1 0,188** -0,091 0,233** 0,118 0,224** Sig. (2-tailed) 0,007 0,196 .001 0,092 0,001
Mẫu 205 205 205 205 205 205
QLBH
Tương quan Pearson 0,188** 1 0,544** 0,172* 0,014 0,677** Sig. (2-tailed) 0,007 0,000 0,014 0,839 0,000
Mẫu 205 205 205 205 205 205
TTHC
Tương quan Pearson -0,091 0,544** 1 0,130 0,076 0,703** Sig. (2-tailed) 0,196 0,000 0,063 0,281 0,000
Mẫu 205 205 205 205 205 205
CSKB
Tương quan Pearson 0,233** 0,172* 0,130 1 0,114 0,261** Sig. (2-tailed) 0,001 0,014 0,063 0,104 0,000
Mẫu 205 205 205 205 205 205
CLKB
Tương quan Pearson 0,118 0,014 0,076 0,114 1 .195**
Sig. (2-tailed) 0,092 0,839 0,281 0,104 0,005
Mẫu 205 205 205 205 205 205
YDBH
Tương quan Pearson 0,224** 0,677** 0,703** 0,261** 0,195** 1 Sig. (2-tailed) 0,001 0,000 0,000 0,000 0,005
Mẫu 205 205 205 205 205 205
*. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed). **. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).
Nguồn: Số liệu phân tích từ phần mềm SPSS 20
Kết quả phân tích tương quan ở bảng 4.19 cho thấy hệ số tương quan giữa biến phụ thuộc (YDBH) Ý định mua BHYT theo hợ gia đình và các biến (CTTT) Công tác tuyên truyền về BHYT; (QLBH) Quyền lợi khi tham gia BHYT; (TTHC) Thủ tục hành chính; (CSKB) Cơ sở vật chất khám chữa bệnh; (CLKB) Chất lượng dịch vụ khám chữa bệnh đều tương đối cao. Các giá trị Sig. < 0,05 điều này cho thấy biến phụ tḥc có mối quan hệ tương quan cùng chiều có ý nghĩa thống kê ở mức 5%
80
với tất cả 5 biến đợc lập. Ngồi ra, kết quả trên cũng cho thấy rằng hầu như có sự tương quan tuyến tính giữa các biến đợc lập với nhau có ý nghĩa thống kê, tuy nhiên cặp biến đợc lập (QLBH) và (CLKB) có hệ số tương quan Pearson là 0,839 > 0,5 như vậy cặp biến đợc lập này có mối tương quan tuyến tính rất mạnh có thế xảy ra đa cợng tuyến. Do đó hiện tượng đa cợng tuyến sẽ được tác giả tiếp tục xem xét kiểm định trong phân tích hồi quy.
4.3.4.2 Kiểm định độ phù hợp của mơ hình
Để đánh giá mức đợ phù hợp của mơ hình, tác giả phân tích hồi quy với 5 biến độc lập: (CTTT) Công tác tuyên truyền về BHYT; (QLBH) Quyền lợi khi tham gia BHYT; (TTHC) Thủ tục hành chính; (CSKB) Cơ sở vật chất khám chữa bệnh; (CLKB) Chất lượng dịch vụ khám chữa bệnh và biến phụ thuộc (YDBH) Ý định mua BHYT hộ gia đình. Phương trình hồi quy của mơ hình như đã mô tả ở phần trên.
Bảng 4.20 Kết quả thống kê hệ số xác định sự phù hợp của mơ hình
Model Summaryb Mơ hình Hệ số R Hệ số xác định R2 Hệ số R2 hiệu chỉnh Sai số chuẩn của ước lượng Hệ số Durbin- Watson 1 0,824a 0,678 0,670 0,33697 1,781 a. Predictors: (Constant), CLKB, QLBH, CSKB, CTTT, TTHC b. Dependent Variable: YDBH
Nguồn: Số liệu phân tích từ phần mềm SPSS 20
Kết quả phân tích ở bảng 4.20 cho thấy, hệ số R2 hiệu chỉnh = 0,670 nghĩa là 5 biến đợc lập trong mơ hình giải thích được 67,0% (> 50%) sự biến thiên của biến phụ thuộc (ý định mua BHYT hợ gia đình). Đợ thích hợp của mơ hình là 67,0%, cịn lại 33,0% là do các yếu tố khác ngồi mơ hình tác đợng. Như vậy, mơ hình nghiên cứu là phù hợp và tương quan chặt chẽ. Kiểm định tương quan chuỗi bằng hệ số Durbin-
81
Watson = 1,781, kết quả này nằm trong khoảng 1<d<3 mơ hình khơng có hiện tượng tự tương quan chuỗi.
Tuy nhiên, hệ số R2 hiệu chỉnh chỉ cho biết sự phù hợp của mơ hình hồi quy với tập dữ liệu mẫu nghiên cứu; nó có thể khơng có giá trị khi khái quát hóa nên cần phải tiến hành kiểm định F để kiểm tra sự phù hợp của mơ hình hồi quy tổng thể.
Bảng 4.21 Kết quả phân tích ANOVA
ANOVAa Mơ hình Tổng bình phương df Giá trị trung bình F Sig. 1 Hồi quy 47,624 5 9,525 83,881 0,000b Phần dư 22,596 199 0,114 Tổng cộng 70,220 204
a. Biến phụ thuộc: YDBH
b. Ước lượng mơ hình: (Constant), CLKB, QLBH, CSKB, CTTT, TTHC
Nguồn: Số liệu phân tích từ phần mềm SPSS 20
Kết quả phân tích trong bảng 4.21 cho thấy, giá trị F = 83,881 ≠ 0 và Sig. = 0,000<0,05 chứng tỏ mô hình xây dựng là phù hợp tập dữ liệu thu thập được và các biến đưa vào đều có ý nghĩa trong thống kê với mức ý nghĩa 5%.
Bảng 4.22 Kết quả hồi quy theo phương pháp Enter
Coefficientsa
Mơ hình
Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa
Hệ số hồi quy chuẩn hóa t Mức ý nghĩa Sig. Thống kê đa cộng tuyến B Độ lệch chuẩn Beta Dung sai Hệ số phóng đại VIF 1 Hằng số -0,266 0,250 -1,064 0,289 CTTT 0,128 0,040 0,138 3,242 0,001 0,842 1,188 QLBH 0,412 0,039 0,514 10,581 0,000 0,650 1,564 TTHC 0,094 0,042 0,093 2,257 0,025 0,900 1,540 CSKB 0,169 0,047 0,144 3,608 0,000 0,950 1,111 CLKB 0,262 0,035 0,363 7,413 0,000 0,639 1,040
a. Dependent Variable: YDBH
82
Kết quả phân tích hồi quy trong bảng 4.22 cho thấy thống kê đa cộng tuyến của các nhân tố đợc lập đều có hệ số VIF <10 (lớn nhất gần bằng 1,6) và hệ số dung sai đều >0.5 nhỏ hơn (lớn nhất là 0.95) chứng tỏ hiện tượng đa cộng tuyến không tồn tại trong mơ hình. Kết quả hồi quy đã cho biết giữa các biến đợc lập và biến phụ tḥc có mối tương quan tuyến tính ở mức ý nghĩa 5% và đạt độ tin cậy 95%, nghĩa là cả 5 yếu tố trong mơ hình đều có ảnh hưởng tích cực đến định mua BHYT theo hợ gia đình của người dân.
Mặc khác, kết quả trên cũng cho thấy rằng 5 biến độc lập : (CTTT) Công tác tuyên truyền về BHYT; (QLBH) Quyền lợi khi tham gia BHYT; (TTHC) Thủ tục hành chính; (CSKB) Cơ sở vật chất khám chữa bệnh; (CLKB) Chất lượng dịch vụ khám chữa bệnh đều có giá trị Sig. <0,05 có ý nghĩa thống kê và hệ số hồi quy chuẩn hóa β đều mang dấu dương (+) nghĩa là có tác đợng cùng chiều với biến phụ thuộc (YDBH) Ý định mua BHYT hợ gia đình.
Căn cứ vào hệ số Beta mà cụ thể là hệ số Beta chuẩn hóa. Nếu giá trị tuyệt đối của hệ số Beta chuẩn hóa của nhân tố nào càng lớn thì càng ảnh hưởng quan trọng đến ý định mua BHYT của người dân. Do đó, ảnh hưởng quan trọng nhất đến ý định mua BHYT của người dân là yếu tố Quyền lợi khi tham gia BHYT (β3 = 0,514), đứng thứ hai là yếu tố Chất lượng dịch vụ khám chữa bệnh (β2 = 0,363), đứng thứ ba là yếu tố Cơ sở vật chất khám chữa bệnh (β5 = 0,144), kế đến là yếu tố Công tác tuyên truyền về BHYT (β1 = 0,138), và cuối cùng là yếu tố Thủ tục hành chính (β4 = 0,093).
Kết quả phương trình hồi quy chưa được chuẩn hóa như sau:
Y = -0,266 + 0,412*QLBH + 0,262*CLKB + 0,169*CSKB + 0,128*CTTT + 0,093*TTHC
Sau khi chuẩn hóa, xác định được mơ hình các yếu tố ảnh hưởng đến ý định mua BHYT theo hộ gia đình của người dân tại thành phố Quảng Ngãi theo phương trình hồi quy chuẩn hóa như sau:
83
Y = 0,514*QLBH + 0,363*CLKB + 0,144*CSKB + 0,138*CTTT + 0,093*TTHC
4.3.4.3 Kiểm định sự vi phạm các giả định của mơ hình hồi quy
- Kết quả kiểm định phân phối chuẩn của phần dư: Kết quả xây dựng biểu đồ tần số Histogram theo hình 4.2 cho thấy, phần dư với giá trị trung bình gần bằng 0 và đợ lệch chuẩn Std.Dev = 0,987 (xấp xỉ bằng 1) chứng tỏ giả thuyết phần dư có phân phối chuẩn khơng bị vi phạm. Ngồi ra biểu đồ Histogram cho thấy một đường cong phân phối chuẩn được đặt chồng lên biểu đồ tần số, nên có thể kết luận rằng giả thuyết phân phối chuẩn khơng bị vi phạm.
Hình 4.2 Biểu đồ tần số phần dư chuẩn hóa Histogram
Nguồn: Số liệu phân tích phần mềm SPSS 20
Biểu đồ P-P plot theo hình 4.3 cũng cho thấy các điểm quan sát không phân tán quá xa đường kỳ vọng mà tập trung khá sát nên có thể kết luận là giả định phần dư có phân phối chuẩn khơng bị vi phạm.
84
Hình 4.3 Biểu đồ tần số P-P plot của phần dư chuẩn hóa
Nguồn: Số liệu phân tích phần mềm SPSS 20
- Giả định liên hệ tuyến tính: Kết quả đồ thị hình 4.4 cho thấy các phần dư được phân tán ngẫu nhiên xung quanh đường đi qua tung độ 0. Nghĩa là, phần dư chuẩn hóa khơng tn theo mợt qui luật, hình dạng nào. Điều này cho thấy giả thuyết về liên hệ tuyến tính khơng bị vi phạm.
85
Hình 4.4 Đồ thị phân tán phần dư chuẩn hóa
Nguồn: Số liệu phân tích phần mềm SPSS 20 4.3.4.4 Kiểm định các giả thuyết nghiên cứu
Kết quả kiểm định F đã kết luận mơ hình tổng thể có ý nghĩa, điều này có nghĩa là có ít nhất 1 biến đợc lập trong mơ hình có thể giải thích được mợt cách có ý nghĩa cho biến thiên trong biến phụ thuộc. Tuy nhiên điều này khơng có nghĩa là các biến đợc lập được đưa vào mơ hình đều có ý nghĩa, để xác định biến đợc lập nào có ý nghĩa cần kiểm định các giả thuyết:
Giả thuyết H1: Công tác tuyên truyền về chính sách BHYT ảnh hưởng tích cực đến ý định mua BHYT theo hợ gia đình của người dân. Kết quả ước lượng hồi quy với mức ý nghĩa 5% cho thấy, giá trị Sig. = 0.001 < 0,05 đạt độ tin cậy 95% và hệ số hồi quy là 0,138 > 0 thể hiện mối tương quan đồng biến nên giả thuyết H1 được chấp nhận. Đồng thời, khi người dân nhận thấy nhiều chính sách mới về BHYT theo hợ gia đình như quy định mở thông tuyến khám chữa bệnh BHYT, tạo điều kiện thuận lợi nhất cho người tham gia BHYT trong việc tiếp cận dịch vụ y tế; Quy định tham gia BHYT theo hợ gia đình nhằm bảo vệ sức khỏe cho tất cả thành viên trong gia đình và đảm bảo nguyên tắc chia sẻ rủi ro ngay từ trong gia đình nếu