Sau khi phân tích EFA các nhóm biến nhân tố khơng có thay đổi so với giả thuyết ban đầu, giá trị của các nhân tố được dùng để chạy hồi quy đã được kiểm định Cronbach Alpha và phân tích EFA.
4.4.1. Phân tích hồi quy bội
Trước khi tiến hành phân tích hồi quy, cần xem xét mối quan hệ tương quan tuyến tính giữa biến phụ thuộc là sự hài lòng của bệnh nhân ngoại trú và các biến độc lập của mơ hình thơng qua ma trận hệ số tương quan. Kết quả phân tích này cho thấy (Bảng 4.17) hệ số tương quan giữa biến phụ thuộc và biến độc lập đều lớn hơn 0 và có mức ý nghĩa thống kê nghĩa là các biến có quan hệ tuyến tính với nhau vì thế tất cả các biến độc lập có thể đưa vào phân tích hồi quy.
Bảng 4.17 Kết quả phân tích tương quan
REL EMP TAN RES ASS COST SAT
REAL Pearson Correlation 1 .289** -.051 .020 .310** .241** .471** Sig. (2- tailed) .000 .450 .770 .000 .000 .000 N 220 220 220 220 220 220 220 EMP Pearson Correlation .289** 1 .012 .230** .285** .211** .430** Sig. (2- tailed) .000 .857 .001 .000 .002 .000 N 220 220 220 220 220 220 220 TAN Pearson Correlation -.051 .012 1 .135* .292** .332** .324** Sig. (2- .450 .857 .046 .000 .000 .000
tailed) N 220 220 220 220 220 220 220 RES Pearson Correlation .020 .230** .135* 1 .139* .260** .411** Sig. (2- tailed) .770 .001 .046 .039 .000 .000 N 220 220 220 220 220 220 220 ASS Pearson Correlation .310** .285** .292** .139* 1 .426** .575** Sig.(2- tailed) .000 .000 .000 .039 .000 .000 N 220 220 220 220 220 220 220 COST Pearson Correlation .241** .211** .332** .260** .426** 1 .509** Sig. (2- tailed) .000 .002 .000 .000 .000 .000 N 220 220 220 220 220 220 220 SAT Pearson Correlation .471** .430** .324** .411** .575** .509** 1 Sig. (2- tailed) .000 .000 .000 .000 .000 .000 N 220 220 220 220 220 220 220
**. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed). *. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).
Tác giả tiếp tục phân tích hồi quy bằng SPSS với phương pháp Enter với biến phụ thuộc là sự hài lòng và sáu biến độc lập. Từng biến độc lập có mức ý nghĩa nhỏ hơn 0.01 và đều có tương quan riêng phần với biến phụ thuộc.
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy mức độ phù hợp của mơ hình Bảng 4.18 Hệ số xác định sự phù hợp của mơ hình Mơ hình R R 2 R 2 điều chỉnh Sai số ước lượng
Từ kết quả trên cho thấy R2 = 0.618, R2 điều chỉnh = 0.608 nghĩa là mơ hình đã xây dựng phù hợp với tập dữ liệu đến mức 60.8%. Nói cách khác các biến độc lập trong mơ hình giải thích được 60.8% biến thiên của biến phụ thuộc về sự hài lòng của bệnh nhân ngoại trú là do tác động của sáu biến độc lập.
Sử dụng trọng số hồi quy (β điều chỉnh) để đánh giá mức độ ảnh hưởng của các biến này lên biến phụ thuộc. Từ bảng 4.19 cho thấy tất cả các hệ số β1, β2, β3, β4, β5, β6 đều có mức ý nghĩa sig. nhỏ hơn 0.05
Bảng 4.19 Kết quả phân tích hồi quy
Mơ hình
Hệ số chưa
chuẩn hóa chuẩn hóaHệ số
T Sig.
Thống kê đa cộng tuyến B Sai số
chuẩn Beta Dung sai
Hệ số phóng đại phương sai VIF Hằng số REL EMP 1 TAN RES ASS COST -.761 .247 -3.077 .002 .211 .033 .300 6.407 .000 .817 1.224 .187 .052 .167 3.603 .000 .830 1.205 .179 .050 .167 3.583 .000 .824 1.214 .256 .043 .264 5.892 .000 .890 1.124 .293 .052 .282 5.612 .000 .711 1.406 .113 .036 .157 3.139 .002 .713 1.402
Theo kết quả trên thứ tự tầm quan trọng của từng yếu tố phụ thuộc vào giá trị tuyệt đối của hệ số Beta điều chỉnh. Nhân tố nào có hệ số Beta điều chỉnh càng lớn thì mức độ tác động đến sự hài lịng càng nhiều. Từ kết quả phân tích hồi quy cho thấy sự hài lòng của bệnh nhân ngoại trú đối với bệnh viện cơng lập thành phố Hồ Chí Minh chịu tác động nhiều nhất bởi sự tin cậy (β1=0.3), năng lực phục vụ (β5= 0.282), sự đáp ứng (β4=0.264), sự thấu cảm (β2 = 0.167), phương tiện hữu hình (β2 = 0.167), chi phí khám chữa bệnh (β6 = 0.157). Phương trình hồi quy:
4.4.2. Kiểm tra các giả định cần thiết trong phân tích hồi quy bội
Theo Hồng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008) phân tích hồi quy khơng chỉ là việc mô tả các dữ liệu quan sát được, từ các kết quả quan sát được trong mẫu, chúng ta phải suy rộng kết luận cho mối liên hệ giữa các biến trong tổng thể. Sự chấp nhận và diễn dịch hồi quy không thể tách rời các giả định cần thiết và những chẩn đốn về sự vi phạm các giả định đó. Nếu các giả định bị vi phạm thì kết quả ước lượng được sẽ khơng đáng tin cậy. Để mơ hình hồi quy bội xây dựng được ước lượng theo phương pháp bình phương bé nhất (OLS) cần đảm bảo các giả định.
4.4.2.1. Giả định về liên hệ tuyến tính.
Phương pháp được sử dụng là vẽ đồ thị phân tán giữa phần dư chuẩn hóa (Standardized residual) trên trục tung và giá trị dự đốn chuẩn hóa trên trục hồnh, đại lượng phần dư chuẩn hóa và giá trị dự đốn chuẩn hóa được tính bằng cách sao lưu giá trị khi tiến hành bước phân tích hồi quy. Kết quả kiểm tra cho thấy (Phụ lục 10) phần dư được phân tán ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh đường đi qua tung độ , phần dư không thay đổi theo một trật tự nào đối với giá trị dự đốn. Do vậy, giả định liên hệ tuyến tính khơng bị vi phạm
4.4.2.2. Giả định phương sai của sai số không đổi
Tiếp theo, cần kiểm tra giả định phương sai của sai số khơng đổi có bị vi phạm hay khơng. Bởi vì hiện tượng “Phương sai thay đổi” gây ra nhiều tai hại với mơ hình ước lượng bằng phương pháp OLS. Nó làm cho các ước lượng của các hệ số hồi quy không chệch nhưng không hiểu quả (tức là không phải là ước lượng phù hợp).
Đồ thị phân tán giữa phần dư chuẩn hóa trên trục tung và giá trị dự đốn chuẩn hóa trên trục hoành được dùng để kiểm tra hiện tượng phương sai thay đổi. Ta thấy các phần dư phân tán ngẫu nhiên quanh trục 0 trong một phạm vi khơng đổi, có thể kết luận phương sai của sai số khơng đổi
4.4.2.3. Giả định về phân phối chuẩn của phần dư
Mơ hình hồi quy bội mà chúng ta xây dựng được chỉ thực sự phù hợp với các dữ liệu quan sát khi phần dư có phân phối chuẩn với trung bình bằng 0 và phương sai không đổi. Kết quả trong biểu đồ tần số Histogram (phụ lục 10) cho thấy, một đường cong phân phối chuẩn được đặt chồng lên biểu đồ tần số được đặt chồng lên biểu đồ tần số, với độ lệch chuẩn Std. Dev=0.98621 (gần bằng 1) và giá trị trung bình Mean (gần bằng 0). Nếu chúng ta kỳ vọng rằng các phần dư quan sát có phân phối chuẩn hồn tồn là khơng khả thi vì ln ln có chênh lệch do lấy mẫu, nên giá trị xấp xỉ chuẩn ở trên là hồn tồn hợp lý, do đó có thể kết luận rằng, giả thiết phân phối chuẩn của phần dư khơng bị vi phạm.
4.4.2.4. Giả định về tính độc lập của sai số (khơng có tương quan giữa các phần dư)
Đại lượng thống kê Durbin – Watson (d) có thể dùng để kiểm định về tính độc lập của sai số (khơng có tương quan giữa các phần dư). Đại lượng d có giá trị trị biến thiên từ 0 đến 4, nếu các phần dư khơng có tương quan chuỗi bậc nhất với nhau, giá trị d sẽ gần bằng 2. Kết quả Durbin Watson trong phân tích hồi quy bội cho thấy (phụ lục 10), giá trị d tính được rơi vào miền chấp nhận giả thuyết khơng có tương quan chuỗi bậc nhất (d=1.867). Vì thế, giả định về tính độc lập của sai số không bị vi phạm.
4.4.2.5. Đánh giá hiện tượng đa cộng tuyến
Hiện tượng đa cộng tuyến cần được kiểm tra để loại trừ các biến nào có đa cộng tuyến trầm trọng khi đưa vào trong mơ hình. Mơ hình hồi quy với sáu biến độc lập có hệ số VIF đều nhỏ hơn 2 (Bảng 4.18). Chứng tỏ khơng có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra trong mơ hình.
Bảng 4.20 Hiện tượng đa cộng tuyến đánh giá dung sai và hệ số VIF
Các biến độc lập Dung sai VIF
Sự tin cậy .817 1.224
Phương tiện hữu hình .824 1.214
Sự đáp ứng .890 1.124
Năng lực phục vụ .711 1.406
Chi phí khám chữa bệnh .713 1.402
4.4.3. Kiểm định giả thuyết
Theo kết quả phân tích hồi quy tác giả tiến hành kiểm định giả thuyết Bảng 4.21 Bảng tổng hợp kết quả kiểm định giả thuyết
Nội dung giả thuyết Kết quả kiểm định
(H1) Bệnh nhân cảm nhận bệnh viện có sự tin cậy càng cao thì sự hài lòng của bệnh nhân về bệnh viện càng cao.
β = 0.3.Sig=0.000 <0.05 do đó chấp nhận giả thuyết
(H2) Bệnh nhân cảm nhận bệnh viện có sự thấu cảm càng cao thì sự hài lịng của bệnh nhân về bệnh viên càng cao
β = 0.167,Sig=0.000<0.05 do đó chấp nhận giả thuyết (H3) Bệnh nhân cảm nhận về phương tiện hữu hình
của bệnh viện càng hiện đại thì sự hài lịng của bệnh nhân về bệnh viện càng cao.
β = 0.167, Sig=0.000<0.05 do đó chấp nhận giả thuyết (H4) Bệnh nhân cảm nhận bệnh viện có sự đáp ứng
càng cao thì sự hài lòng của bệnh nhân về bệnh viện càng cao
β = 0.264, Sig=0.000<0.05 do đó chấp nhận giả thuyết (H5) Bệnh nhân cảm nhận bệnh viện có năng lực
phục vụ càng cao thì sự hài lòng của bệnh nhân về bệnh viện càng cao.
β = 0.282, Sig=0.000<0.05 do đó chấp nhận giả thuyết (H6) Bệnh nhân cảm nhận chi phí khám chữa bệnh
là hợp lý thì sự hài lịng của bệnh nhân về bệnh viện càng cao
β = 0.157, Sig=0.002<0.05 do đó chấp nhận giả thuyết
+0.3 +0.167 +0.167 +0.264 +0.282 +0.157
Sau khi kiểm định đều có mối tương quan dương với sự hài lòng của bệnh nhân ngoại trú ta có mơ hình tổng qt như sau:
Hình 4.1Mơ hình thiết lập dựa trên kết quả nghiên cứu
Kết quả của nghiên cứu khẳng định 6 giả thuyết nghiên cứu là hoàn toàn phù hợp.
4.4.3.1. Kiểm định giả thuyết H1
Giả thuyết H1 là “Bệnh nhân cảm nhận bệnh viện có sự tin cậy càng cao thì sự hài lịng của bệnh nhân về bệnh viện càng cao” được chấp nhận. Nghĩa là sự tin cây có ảnh hưởng cùng chiều đến sự hài lòng của bệnh nhân ngoại trú tại các bệnh viện công lập. Kết quả phân tích hồi quy cho thấy, nhân tố sự tin cậy có ý nghĩa về mặt thống kê trong mơ hình (Sig. = 0.000) mức ảnh hưởng mạnh nhất lên sự hài lòng của bệnh nhân ngoại trú khi đến khám chữa bệnh tại các bệnh viện công lập (với hệ số β điều chỉnh = 0.3) do đó chấp nhận giả thuyết H1.
4.4.3.2. Kiểm định giả thuyết H2
Giả thuyết H2 “Bệnh nhân cảm nhận bệnh viện có sự thấu cảm càng cao thì sự hài lòng của bệnh nhân về bệnh viên càng cao” được chấp nhận. Nghĩa là sự thấu cảm có ảnh hưởng cùng chiều đến sự hài lòng của bệnh nhân ngoại trú tại các bệnh
viện cơng lập. Kết quả phân tích hồi quy cho thấy, nhân tố sự thấu cảm có ý nghĩa về mặt thống kê trong mơ hình (Sig. = 0.002<0.05) mức ảnh hưởng mạnh nhất lên sự hài lòng của bệnh nhân ngoại trú khi đến khám chữa bệnh tại các bệnh viện công lập (với hệ số β điều chỉnh = 0.167) do đó chấp nhận giả thuyết H2.
4.4.3.3. Kiểm định giả thuyết H3
Giả thuyết H3 “Bệnh nhân cảm nhận về phương tiện hữu hình của bệnh viện càng hiện đại thì sự hài lịng của bệnh nhân về bệnh viện càng cao” được chấp nhận. Nghĩa là phương tiện hữu hình có ảnh hưởng cùng chiều đến sự hài lịng của bệnh nhân ngoại trú tại các bệnh viện công lập. Kết quả phân tích hồi quy cho thấy, nhân tố phương tiện hữu hình có ý nghĩa về mặt thống kê trong mơ hình (Sig. = 0.000<0.05) mức ảnh hưởng lên sự hài lòng của bệnh nhân ngoại trú khi đến khám chữa bệnh tại các bệnh viện công lập (với hệ số β điều chỉnh = 0.167) do đó chấp nhận giả thuyết H3.
4.4.3.4. Kiểm định giả thuyết H4
Giả thuyết H4 “Bệnh nhân cảm nhận bệnh viện có sự đáp ứng càng cao thì sự hài lịng của bệnh nhân về bệnh viện càng cao” được chấp nhận. Nghĩa là sự đáp ứng có ảnh hưởng cùng chiều đến sự hài lòng của bệnh nhân ngoại trú tại các bệnh viện cơng lập. Kết quả phân tích hồi quy cho thấy, nhân tố sự đáp ứng có ý nghĩa về mặt thống kê trong mơ hình (Sig. = 0.000<0.05) mức ảnh hưởng quan trọng thứ 3 lên sự hài lòng của bệnh nhân ngoại trú khi đến khám chữa bệnh tại các bệnh viện công lập (với hệ số β điều chỉnh = 0.264) do đó chấp nhận giả thuyết H4.
4.4.3.5. Kiểm định giả thuyết H5
Giả thuyết H5 “Bệnh nhân cảm nhận bệnh viện có năng lực phục vụ càng cao thì sự hài lịng của bệnh nhân về bệnh viện càng cao”. Nghĩa là năng lực phục vụ có ảnh hưởng cùng chiều đến sự hài lòng của bệnh nhân ngoại trú tại các bệnh viện công lập.
Kết quả phân tích hồi quy cho thấy, nhân tố sự đáp ứng có ý nghĩa về mặt thống kê trong mơ hình (Sig. = 0.000<0.05) mức ảnh hưởng quan trọng thứ 2 lên sự hài lòng của bệnh nhân ngoại trú khi đến khám chữa bệnh tại các bệnh viện công lập (với hệ số β điều chỉnh = 0.282) sau nhân tố sự tin cậy, do đó chấp nhận giả thuyết H6.
Năng lực phục vụ luôn là yếu tố quan trọng quyết định sự hài lòng của bệnh nhân ngoại trú tại các bệnh viện cơng lập vì đặc thù của ngành dịch vụ chăm sóc sức khỏe.
4.4.3.6. Kiểm định giả thuyết H6
Giả thuyết H6 “Bệnh nhân cảm nhận chi phí khám chữa bệnh là hợp lý thì sự hài lịng của bệnh nhân về bệnh viện càng cao”. Nghĩa là chi phí khám chữa bệnh có ảnh hưởng cùng chiều đến sự hài lòng của bệnh nhân ngoại trú tại các bệnh viện cơng lập. Kết quả phân tích hồi quy cho thấy, nhân tố sự đáp ứng có ý nghĩa về mặt thống kê trong mơ hình (Sig. = 0.002<0.05) mức ảnh hưởng thấp nhất lên sự hài lòng của bệnh nhân ngoại trú khi đến khám chữa bệnh tại các bệnh viện công lập (với hệ số β điều chỉnh = 0.157) do đó chấp nhận giả thuyết H6.
Chi phí khám chữa bệnh có ảnh hưởng đến sự hài lịng của bệnh nhân nhưng không phải là nhân tố quan trọng đối với bệnh nhân ngoại khi đến khám chữa bệnh tại các bệnh viện công lập. Hiện nay, mức giá khám chữa bệnh tại các bệnh viện công đang được quy định lại giá.
4.5. Kiểm định sự khác biệt giữa đặc điểm cá nhân với mức độ hài lòng của bệnh nhân ngoại trú tại các bệnh viện công lập
Phần 1: Kiểm định sự khác biệt giữa các nhóm giới tính, phương thức thanh tốn với mức độ hài lòng của bệnh nhân ngoại trú tại các bệnh viện cơng lập
Về giới tính, phương thức thanh tốn tác giả tiến hành kiểm định Independent Samples T – Test để kiểm định sự hài lịng.
Giới tính
Bảng 4.22 Kết quả kiểm định T – test cho giới tính
Kết quả ở Bảng 4.22 cho thấy giá trị Sig trong kiểm định Levene (kiểm định F) là 0.027 <0.05 do đó bác bỏ giả thuyết H0 và chấp nhận H1 là có sự khác nhau về phương sai của 2 tổng thể nên ta sử dụng kết quả t ở dịng thứ hai – giả phương sai khơng bằng nhau
Giá trị Sig của kiểm định t là 0.202 > 0.05 cho thấy khơng có sự khác biệt ý nghĩa về trung bình 2 tổng thể, điều này có nghĩa là khơng có sự khác biệt về mức độ hài lòng của bệnh nhân ngoại trú giữa nam và nữ
Phương thức thanh toán
Kết quả ở Bảng 4.23 cho thấy giá trị Sig trong kiểm định Levene (kiểm định F) là 0.157 >0.05 do đó chấp nhận giả thuyết H0 khơng có sự khác biệt về phương sai của 2 tổng thể nên ta sử dụng kết quả t ở dòng thứ nhất – giả định phương sai không bằng nhau.
Giá trị Sig của kiểm định t là 0.612 > 0.05 cho thấy khơng có sự khác biệt ý nghĩa về trung bình 2 tổng thể, điều này có nghĩa là khơng có sự khác biệt về mức