4.1a Thống kê mô tả mu kh ảo sát
4.3. Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA
4.3.1.Kết quả phân tích EFA các nhân tố độc lập
Phương pháp trích yếu tố Principal Component với phép quay Varimax và điểm dừng khi trích các yếu tố có Eigenvalue ≥ 1 được sử dụng cho phân tích nhân tố khám phá EFA với 20 biến quan sát của 5 nhân tố độc lập.
Bảng 4.3a: Kết quả phân tích EFA nhân tố độc lập
Bảng 4.3b: Ma trận các thành được xoay Thành phần 1 2 3 4 NT.1 .727 .164 .030 -.013 NT.2 .741 .029 .129 .202 NT.3 .699 .221 .239 .160 NT.4 .624 .269 .248 .150 NT.5 .620 .243 .118 .035 CP.1 .197 .067 .842 .076 CP.2 .136 .178 .791 -.005 CP.3 .157 -.001 .814 -.002 CP.4 .054 .083 .490 .096 KT.1 .204 -.020 .004 .801 KT.2 .139 .249 .141 .702 KT.3 -.081 .415 -.004 .698 KT.4 .129 .271 .078 .729 TT.1 .221 .746 .166 .183 TT.2 .125 .610 .170 .277 TT.3 .260 .710 .098 .250 TT.4 .293 .764 .002 .107 (Nguồn: Phụ lục 3)
Kết quả kiểm định KMO và Bartlett:
Tác giả nhận thấy hệ số KMO = 0,855≥ 0,5 phù hợp với yêu cầu thực hiện phân tích EFA. Kiểm định Bartlett với mức ý nghĩa thống kê Sig. = 0,000< 0,05 nghĩa là
các biến quan sát có tương quan với nhau và đảm bảo mức ý nghĩa thống kê. Kết quả này cho phép nhận định phân tích nhân tố phù hợp với dữ liệu.
Bảng 4.3c: Tổng phương sai trích
Thành phần Giá trị Eigen khởi tạo
Tổng % tích lũy Tổng % phương sai % tích lũy 1 5.519 32.463 2.727 16.044 16.044 2 2.166 12.741 2.575 15.146 31.190 3 1.464 8.612 2.478 14.579 45.769 1.076 4 6.331 2.444 14.378 60.147 .943 5 .759 5.547 6 .668 4.465 7 .643 3.930 8 .620 3.781 9 .514 3.645 10 .466 3.024 .435 11 2.742 .412 12 .402 2.559 13 .354 2.423 14 .334 2.364 15 .226 2.082 16 5.519 1.962 17 2.166 1.329 (Nguồn: Phụ lục 3) Số lượng nhân tố trích được: Dựa vào tiêu chí eigenvalue > 1 tác giả trích được 4 nhân tố. Tổng phương sai trích được là 60,147% đạt yêu cầu ≥ 50%. Các biến quan sát có hệ số tải nhân tố đều > 0,5 nên đều đạt yêu cầu. Thang đo chính thức sau khi xử lý EFA khơng có sự thay đổi, vẫn chỉ có 4 biến độc lập: niềm tin đối với BHYT, Chi phí y tế, Sự hiểu biết về BHYT, Công tác tuyên truyền. Như vậy, tác giả sẽ dùng giá trị trung bình của từng thang đo để phân tích hồi quy trong bước kế tiếp. Kết quả phân tích nhân tố khám phá EFA với 4 thang đo cho thấy 4 nhân tố được trích là phù hợp với mơ hình nghiên cứu đề nghị ban đầu, bao gồm 17 biến quan sát.
4.3.2.Phân tích EFA nhân tố phụ thuộc
Phương pháp trích yếu tố Principal Component với phép quay Varimax và điểm dừng khi trích các yếu tố có Eigenvalue ≥ 1 được sử dụng cho phân tích nhân tố khám phá EFA với 5 biến quan sát của 1 nhân tố phụ thuộc.
Bảng 4.4: Kết quả phân tích EFA nhân tố phụ thuộc
Bảng 4.4a: Tổng phương sai trích
(Nguồn: Phụ lục 3)
Thành phần
Giá trị Eigen khởi tạo Tổng % phương sai % tích lũy Tổng % phương sai % cộng dồn 1 2.222 74.059 74.059 2.222 74.059 74.059 2 .523 17.426 91.484 3 .255 8.516 100.000
Kết quả kiểm định KMO và Bartlett:
(Nguồn: Phụ lục 3)
Tác giả nhận thấy hệ số KMO = 0,680 ≥ 0,5 phù hợp với yêu cầu thực hiện phân tích EFA. Kiểm định Bartlett với mức ý nghĩa thống kê Sig. = 0,000< 0,05 nghĩa là
các biến quan sát có tương quan với nhau. Kết quả này cho phép nhận định phân tích nhân tố phù hợp với dữ liệu.
4.4.Kiểm định mơ hình nghiên cứu và các giả thuyết
4.4.1.Phân tích tƣơng quan
Phân tích tương quan là tính độ mạnh hay mức độ liên hệ tuyến tính giữa hai biến để xem xét có gây ra vấn đề đa cộng tuyến hay khơng trước khi đưa vào phân tích hồi quy. Phân tích tương quan được thực hiện giữa nhân tố phụ thuộc là Ý định tham gia
BHYTvới 4 nhân tố độc lập gồm: Niềm tin đối với BHYT, Chi phí y tế, Sự hiểu biết của ngƣời dân về BHYT, Công tác tuyên truyền của cơ quan hữu quan về BHYT.
Bảng 4.5: Phân tích tương quan Pearson
Ý định
tham gia Chi phí Niềmtin Kiến thức Truyền thơng Tương quan Pearson Ý định tham gia 1.000 .598 .613 .562 .559 Chi phí .598 1.000 .645 .571 .401 Niềm tin .613 .645 1.000 .584 .362 Kiến thức .562 .571 .584 1.000 .352 Truyền thông .559 .401 .362 .352 1.000 Sig.
(1-tailed) Ý định tham giaChi phí .000 .000 .000.000 .000.000 .000.000
Niềm tin .000 .000 .000 .000
Kiến thức .000 .000 .000 .000
Truyền thông .000 .000 .000 .000
(Nguồn: Phụ lục 4)
Theo ma trận tương quan dưới đây, với mức ý nghĩa nhỏ hơn 0,05 thì các biến độc lập đều có tương quan thuận với biến phụ thuộc. Do đó các biến độc lập có thể được đưa vào mơ hình để giải thích cho biến phụ thuộc Ý định tham gia BHYT. 4.4.2.Phân tích hồi quy bội
Y = β0 + β1*X1 + β2*X2 + β3*X3 + β4*X4
Trong đó:
Y: Ý định tham gia BHYT (ydinhthamgia) X1: Nhận thức về chi phí y tế (chiphi) X2: Niềm tin đối với BHYT (niemtin)
X3: Sự hiểu biết của người dân về BHYT (kienthuc)
Bảng 4.6: Kết quả phân tích hồi quy Mơ hình R R bình phương R bình phương hiệu chỉnh Sai số chuẩn ước lượng Durbin- Watson 1 .749a .560 .554 .62071 2.144 (Nguồn: Phụ lục 4) Bảng 4.6a: Sự tác động của các biến độc lập đến biến nghiên cứu
a. Dependent Variable: Ý định tham gia
(Nguồn: Phụ lục 4)
Mơ hình có hệ số R2 hiệu chỉnh = 0,554 nghĩa là có 55,4% sự biến thiên của Ý
định tham gia BHYT được giải thích bởi sự biến thiên của 4 thành phần với độ tin
cậy là 95% (mức ý nghĩa thống kê F trong ANOVA < 0,05).
Durbin-Watson = 2,144 thỏa mãn yêu cầu 1 < Durbin-Watson < 3 và Hệ số phóng đại phương sai VIF = 1/Tolerance thỏa điều kiện 1 ≤ VIF < 5, cho thấy khơng có hiện tượng đa cộng tuyến.
Xem xét kiểm định F thơng qua phân tích phương sai như bảng trên. Vì Sig. = 0,000 nên bác bỏ giả thuyết hệ số xác định tổng thể R2 = 0, có nghĩa là ít nhất một biến độc lập nào đó ảnh hưởng đến biến phụ thuộc.
Xem xét kiểm định t như bảng trên. Với giả thuyết Ho là hệ số hồi quy của các biến độc lập β = 0, thì các nhân tố Niềm tin đối với BHYT, Chi phí y tế, Sự hiểu biết
của ngừi dân về BHYT, Công tác tuyên của cơ quan hữu quan về BHYT đều có
Sig. < 0,05 nên bác bỏ giả thuyết Ho ở mức ý nghĩa 95%. Vậy là 4 biến độc lập này đều ảnh hưởng đến biến phụ thuộc.
Phương trình hồi quy đã chuẩn hóa như sau: Mơ hình Hệ số chưa chuẩn
hóa
Hệ số chuẩn hóa
t Sig. Thống kê đa
cộng tuyến
B Sai số
chuẩn
Beta Sai số VIF
(Constant) Chi phí Niềm tin 1 Kiến thức Truyền thơng .026 .164 .156 .876 .199 .056 .194 3.552 .000 .508 1.970 .267 .055 .264 4.834 .000 .510 1.962 .192 .053 .184 3.611 .000 .585 1.709 .330 .045 .321 7.415 .000 .809 1.237
4.4.3.Dị tìm sự vi phạm giả định cần thiết trong hồi quy bội
*Giả định liên hệ tuyến tính:
Kiểm tra giả định này bằng đồ thị phân tán scatter cho phần dư chuẩn hóa trên trục tung, và giá trị dự đốn chuẩn hóa trên trục hồnh. Nếu giả định liên hệ tuyến tính khơng bị vi phạm nghĩa là ta sẽ khơng thấy có mối liên hệ nào giữa các giá trị dự đốn với phần dư vì chúng sẽ phân tán ngẫu nhiên. Theo đồ thị phân tán scatter bên dưới, phần dư phân tán ngẫu nhiên trong một vùng xung quanh đường đi qua tung độ 0 chứ khơng tạo thành một hình dạng nào. Như vậy giá trị dự đốn và phần dư độc lập nhau nên giả định này khơng bị vi phạm.
Hình 4.1: Biểu đồ phân tán Scatterplot
*Giả định phần dƣ có phân phối chuẩn:
Theo biểu đồ tần số phần dư chuẩn hoá, ta thấy đường cong phân phối chuẩn được vẽ chồng lên biểu đồ tần số có giá trị trung bình Mean=-5,58*10-15 (gần bằng 0) và độ lệch chuẩn = 0,993 (gần bằng 1 hay xấp xỉ chuẩn) nghĩa là giả định phần dư có phân phối chuẩn khơng bị vi phạm. Chúng ta có thể xem thêm biểu đồ P-P Plot và thấy
rằng các điểm quan sát không phân tán quá xa đường chéo kỳ vọng. Do đó có thể kết luận rằng giả định phần dư có phân phối chuẩn khơng bị vi phạm.
Hình 4.3: Đồ thị Q-Q Plot của phần dư
*Giả định về tính độc lập của phần dƣ:
Đại lượng thống kê Durbin-Watson có giá trị = 2,144 biến thiên trong khoảng từ
0 đến 4 nên ta chấp nhận giả thuyết khơng có tự tương quan chuỗi bậc nhất. *Giả định đa cộng tuyến:
Hệ số phóng đại phương sai VIF (variance inflation factor) được sử dụng để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến. Nếu chỉ số này vượt quá giá trị 2 biểu thị cho vấn đề tiềm tàng do đa cộng tuyến gây ra và trên 5 là có đa cộng tuyến. Trong phương trình hồi quy này, hệ số VIF của các biến độc lập có giá trị từ 1,237 đến 1,970 (nhỏ hơn 5), nghĩa là khơng có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra giữa các biến độc lập. Vậy giả định đa cộng tuyến không bị vi phạm.
4.4.4.Kiểm định các giả thuyết
Giả thuyết H1: Niềm tin đối với BHYT có tác động dương (+) lên Ý định tham gia BHYT. Với hệ số hồi quy đã chuẩn hóa β1 = 0,264 và mức ý nghĩa thống kê sig. (β1) = 0,000 < 0,05, giả thuyết H1 được chấp nhận.
Giả thuyết H2: Chi phí y tế có tác động dương (+) lên Ý định tham gia BHYT. Với hệ số hồi quy chuẩn hóa β2 = 0,194 và mức ý nghĩa thống kê sig. (β2) = 0,002 < 0,05, giả thuyết H2 được chấp nhận.
Giả thuyết H3: Sự hiểu biết của người dân về BHYT có tác động dương (+) lên Ý định tham gia BHYT. Với hệ số hồi quy chuẩn hóa β3 = 0,184 và mức ý nghĩa thống kê sig. (β3) = 0,009 < 0,05, giả thuyết H3 được chấp nhận.
Giả thuyết H4: Công tác tuyên truyền của cơ quan hữu quan về BHYT có tác động dương (+) lên Ý định tham gia BHYT. Với hệ số hồi quy chuẩn hóa β4 = 0,321 và mức ý nghĩa thống kê sig. (β4) = 0,000 < 0,05, giả thuyết H4 được chấp nhận.
Bảng 4.7: Tổng hợp kết quả kiểm định giả thuyết
Giả thuyết Kết quả kiểm định
Giả thuyết H1: Niềm tin đối với BHYT có tác động dương (+) lên Ý định tham gia BHYT
Chấp nhận giả thuyết vì Sig. = 0,000 < 0,05 Giả thuyết H2: Chi phí y tế có tác động dương (+) lên
Ý định tham gia BHYT
Chấp nhận giả thuyết vì Sig. = 0,002 < 0,05 Giả thuyết H3: Sự hiểu biết của người thân về BHYT
có tác động dương (+) lên Ý định tham gia BHYT
Chấp nhận giả thuyết vì Sig. = 0,009 < 0,05 Giả thuyết H4: Công tác tuyên truyền của cơ quan hữu
quan về BHYT có tác động dương (+) lên Ý định tham gia BHYT
Chấp nhận giả thuyết vì Sig. = 0,000< 0,05
Niềm tin đối với BHYT β2= 0,264
Ý định tham gia BHYT của hộ cận nghèo Tỉnh Bến Tre β1= 0,194
Nhận thức về chi phí y tế
β3= 0,184 Sự hiểu biết của người dân về BHYT
β4= 0,321 Công tác tuyên truyền của cơ
quan hữu quan về BHYT
Hình 4.4: Kết quả nghiên cứu
4.5.Kiểm định sự khác biệt về các nhân tố ảnh hƣởng đến sự tham gia BHYT của hộ cận nghèo tỉnh Bến Tre.
4.5.1.Kiểm định sự khác biệt theo trình độ.
Bảng 4.8: Kết quả kiểm định Levene theo năm học
ydinhtham gia
Thống kê Levene df1 df2 Sig.
.039 3 291 .990
(Nguồn: Phụ lục 6)
Kết quả kiểm định Levene cho thấy: Sig. của biến Ý định tham gia là 0,990 lớn
hơn 0,05. Nên phương sai của ý định tham gia BHYT giữa các nhóm phân theo trình độ là khơng khác nhau.
Bảng 4.9: Kết quả kiểm định ANOVA theo trình độ
Ydinhthamgia Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig. Giữ các nhóm 2.406 3 .802 .927 .428 Trong nhóm 251.748 291 .865 Tổng 254.154 294 (Nguồn: Phụ lục 6)
Kết quả kiểm định ANOVA cho thấy: Sig. của biến Ý định tham gia là 0,428
lớn hơn 0,05. Như vậy, có thể kết luận: ở độ tin cậy 95%, khơng có sự khác biệt về ý định tham gia BHYT của hộ cận nghèo đối với các nhóm có trình độ khác nhau.
4.5.2.Kiểm định sự khác biệt theo nghề nghiệp.
Bảng 4.10: Kết quả kiểm định Levene theo nghề nghiệp
Ydinhthamgia
Thống kê Levene df1 df2 Sig.
.443 3 291 .722
(Nguồn: Phụ lục 6)
Kết quả kiểm định Levene cho thấy:Sig. của biến Ý định tham gia là 0,722 lớn
hơn 0,05. Nên phương sai của ý định tham gia BHYT giữa các nhóm nghề nghiệp không khác nhau.
Bảng 4.11: Kết quả kiểm định ANOVA theo nghề nghiệp
Ydinhthamgia Tổng bình phương df Trung bình bình phương F Sig. Giữ các nhóm 2.077 3 .692 .799 .495 Trong nhóm 252.077 291 .866 Tổng 254.154 294 (Nguồn: Phụ lục 6)
Kết quả kiểm định ANOVA cho thấy: Sig. của biến Ý định tham gia là 0,495
lớn hơn 0,05. Như vậy có thể kết luận: ở độ tin cậy 95%, khơng có sự khác biệt về ý định tham gia BHYT của hộ cận nghèo giữa nhóm nghề nghiệp khác nhau.
4.5.3.Kiểm định sự khác biệt theo chi tiêu bình quân đầu ngƣời
Bảng 4.12: Kết quả kiểm định Levene theo chi tiêu bình quân đầu ngƣời
Ydinhthamgia
Thống kê Levene df1 df2 Sig.
.755 3 291 .520
(Nguồn: Phụ lục 6)
Kết quả kiểm định Levene cho thấy:Sig. của biến ydinhthamgia Ý định tham
gia là 0,520 lớn hơn 0,05. Nên phương sai của ý định tham gia BHYT giữa các nhóm có chi tiêu bình qn trên đầu người khơng khác nhau.
Bảng 4.13: Kết quả kiểm định ANOVA theo chi tiêu bình quân đầu ngƣời
Ydinhthamgia
Sum of Squares
df Mean Square F Sig.
Giữa các nhóm .885 3 .295 .339 .797
Trong nhóm 253.268 291 .870
Tổng 254.154 294
(Nguồn: Phụ lục 6)
Kết quả kiểm định ANOVA cho thấy: Sig. của biến Ý định tham gia là 0,797
lớn hơn 0,05. Như vậy có thể kết luận: ở độ tin cậy 95%, khơng có sự khác biệt về ý định tham gia BHYT của hộ cận nghèo giữa nhóm có chiêu bình qn trên đầu người khác nhau.
Kết luận chƣơng 4: Chương 4 đã cung cấp cái nhìn tổng quát về mẫu nghiên cứu theotrình độ, nghề nghiệp, chi tiêu bình quân trên đầu người... Qua bước kiểm định thang đo theo hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha và phân tích nhân tố EFA cho thấy các thang đo đều đạt độ tin cậy cần thiết. Kết quả phân tích hồi quy cho thấy mơ hình nghiên cứu phù hợp với dữ liệu.
Ngồi việc đánh giá thang đo và kiểm định mơ hình lý thuyết, chương 4 cũng phân tích mức độ quan trọng của những nhân tố tác động đến ý định tham gia BHYT của hộ cận nghèo.
CHƢƠNG 5
KẾT LUẬN VÀ ĐỀ XUẤT ỨNG DỤNG KẾT QUẢ
5.1.Những kết luận chính.
Phương trình hồi quy đã chuẩn hóa như sau:
ydinhthamgia = 0,194*chiphi + 0,264*niemtin + 0,184*Kienthuc +
+0,321*Truyenthong
Theo kết quả hồi quy, tác giả nhận thấy những nhân tố được đề xuất đưa vào mơ hình đều cho thấy các yếu đều tác động đến ý định tham gia BHYT của hộ cận nghèo. Bao gồm:
Sự tác động của yếu tố chi phí y tế đến ý định tham gia BHYT của hộ cận nghèo tỉnh Bến Tre (β=0,194) cho thấy rằng hộ cận nghèo có ý định tham gia BHYT vì cảm thấy rất khó khăn để đáp ứng chi phí y tế lớn bất ngờ, mong đợi tham gia BHYT người dân sẽ được hưởng rất nhiều quyền lợi khi khám và chữa bệnh và cảm nhận rằng chi phí y tế đang gia tăng nhanh chóng.
Sự tác động của yếu tố niềm tin của đối tượng với BHYT đến ý định tham gia BHYT của hộ cận nghèo tỉnh Bến Tre (β=0,264) cho thấy rằng hộ cận nghèo có ý định tham gia BHYT vì tin rằng BHYT đem lại nhiều lợi ích, tin tưởng chất lượng về khám chữa bệnh và nguồn thuốc men mà BHYT cung cấp, chính sách tuyên truyền của Chính phủ làm tăng nhận thức của xã hội về chăm sóc sức khỏe, chính sách BHYT tạo một cảm giác an tồn về chăm sóc y tế đối với người tham gia.
Sự tác động của yếu tố truyền thông và sự hiểu biết của người dân về BHYT đến ý định tham gia BHYT của hộ cận nghèo tỉnh Bến Tre với (β=0,321) và (β=0,184). Như vậy, chính sách truyền thơng đóng vai trị rất lớn đến ý định tham gia BHYT của