Luận văn ngành Lý thuyết xác suất và thống kê toán học: Kết luận thống kê về nhu cầu chăm sóc sức khỏe ở Hải Dương

Kết luận thống kê về nhu cầu chăm sóc sức<br /> khỏe ở Hải Dương<br /> Nguyễn Huyền Trang<br /> <br /> Trường Đại học Khoa học Tự nhiên; Khoa Toán - Cơ - Tin học<br /> Chuyên ngành: Lý thuyết xác suất và thống kê toán học<br /> Mã số: 60 46 15<br /> Người hướng dẫn: PGS.TS. Hồ Đăng Phúc<br /> Năm bảo vệ: 2012<br /> Abstract. Trình bày các vấn đề cơ bản về phương pháp phân tích hồi quy logistic và mô<br /> hình hồi quy logistic bội. Giới thiệu phương pháp phân tích thống kê được dùng trong<br /> nghiên cứu này là mô hình nhiều mức cho dữ liệu nhị phân, đặc biệt là mô hình hồi quy<br /> logistic nhiều mức. Đưa ra các kết quả phân tích ảnh hưởng của các yếu tố kinh tế - xã<br /> hội đến nhu cầu khám chữa bệnh tại nhà của hai nhóm đối tượng người trong độ tuổi lao<br /> động và trẻ em dưới 16 tuổi và một số ý kiến về xây dựng và phát triển mô hình y tế gia<br /> đình nhằm nâng cao chất lượng y tế cộng đồng.<br /> <br /> Keywords. Lý thuyết xác suất; Thống kê Toán học; Chăm sóc sức khỏe; Hải Dương<br /> <br /> Content.<br /> LỜI NÓI ĐẦU<br /> Thống kê toán học là công cụ nghiên cứu được sử dụng rộng rãi trong hầu<br /> hết các ngành khoa học thực nghiệm nhất là trong y học, sinh học, xã hội học, kinh<br /> tế và môi trường…Thống kê toán học giúp cho các ngành khoa học khám phá ra từ<br /> các số liệu thực nghiệm các quy luật nội tại của các hiện tượng trong tự nhiên và<br /> trong xã hội.<br /> Các nghiên cứu về y tế cộng đồng cũng đòi hỏi sử dụng các công cụ của<br /> thống kê toán học để giải đáp các câu hỏi liên quan đến hệ thống chăm sóc sức<br /> khỏe toàn dân, đưa ra các bằng chứng giúp xây dựng các chủ trương, chính sách<br /> liên quan đến mạng lưới cung cấp các dịch vụ chăm sóc sức khỏe, nâng cao hiệu<br /> quả phục vụ của hệ thống y tế.<br /> Nghiên cứu này có mục đích đánh giá các yếu tố ảnh hưởng đến nhu cầu<br /> khám chữa bệnh tại nhà đối với hai nhóm đối tượng người trong độ tuổi lao động<br /> và trẻ em dưới 16 tuổi, thông qua việc áp dụng mô hình hồi quy logistic nhiều mức<br /> – phương pháp thống kê hiện đại đang được sử dụng rộng rãi trong nghiên cứu ở<br /> nhiều nước trên thế giới và bước đầu được sử dụng tại Việt Nam.<br /> Luận văn “ Kết luận thống kê về tình hình chăm sóc sức khỏe ở Hải Dương”<br /> bao gồm 3 chương và danh mục tài liệu tham khảo.<br /> Chương 1 trình bày các vấn đề cơ bản về phương pháp phân tích hồi quy<br /> logistic và mô hình hồi quy logistic bội.<br /> Chương 2 giới thiệu phương pháp phân tích thống kê được dùng trong<br /> nghiên cứu này là mô hình nhiều mức cho dữ liệu nhị phân, đặc biệt là mô hình hồi<br /> quy logistic nhiều mức.<br /> Dựa trên cơ sở lý thuyết của hai chương đầu, Chương 3 đưa ra các kết quả<br /> phân tích ảnh hưởng của các yếu tố kinh tế - xã hội đến nhu cầu khám chữa bệnh<br /> tại nhà của hai nhóm đối tượng người trong độ tuổi lao động và trẻ em dưới 16<br /> tuổi. Phần cuối của chương 3 đưa ra một số ý kiến về xây dựng và phát triển mô<br /> hình y tế gia đình nhằm nâng cao chất lượng y tế cộng đồng.<br /> <br /> Chương 1. Phương pháp phân tích hồi quy logistic<br /> <br /> Trong nghiên cứu y khoa và khoa học thực nghiệm nói chung thường có nhu<br /> cầu phân tích mối quan hệ giữa một (hay nhiều ) yếu tố nguy cơ và khả năng xảy<br /> ra một sự cố(biến cố) nào đó. Trong các nghiên cứu này đối tượng phân tích<br /> thường được thể hiện qua các biến số nhị phân, tức là có/ không, mắc bệnh/ không<br /> mắc bệnh, chết/ sống, ….Yếu tố nguy cơ có thể là các biến số liên tục, các biến nhị<br /> phân hay các biến mang đặc tính thứ bậc.<br /> <br /> Vấn đề đặt ra cho các nghiên cứu dạng này là làm cách nào để ước tính mức<br /> độ liên quan giữa yếu tố nguy cơ và khả năng xảy ra sự cố. Các phương pháp phân<br /> tích như mô hình hồi quy tuyến tính không thể áp dụng được bởi vì biến phụ thuộc<br /> không phải là biến liên tục mà là biến nhị phân. Phương pháp phổ biến nhất sử<br /> dụng để phân tích các dữ liệu với các biến phản ứng lưỡng phân là hồi quy<br /> Logistic.<br /> 1. Số chênh và tỷ số chênh<br /> <br /> Số chênh của một số sự kiện xảy ra được định nghĩa là tỉ số của số lần xảy ra<br /> sự kiện và số lần không xảy ra sự kiện.<br /> <br /> Tỷ số chênh là tỷ số của hai số chênh. Tỷ số này gần 1 thì hai nhóm không<br /> có sự khác biệt. Ngược lại tỷ số chênh này càng xa 1 thì càng thể hiện sự khác biệt<br /> giữa hai nhóm.<br /> <br /> 2. Hồi quy Logistic<br /> <br /> Phân tích hồi quy nghiên cứu mối quan hệ phụ thuộc của một biến (gọi là<br /> biến phụ thuộc hoặc biến được giải thích) với một hay nhiều biến khác (được gọi<br /> là biến độc lập hay biến giải thích). Chúng ta sử dụng các ký hiệu sau:<br /> • Y là biến phụ thuộc (hay biến được giải thích);<br /> • X i là biến độc lập (hay biến giải thích thứ i).<br /> <br /> Một trong nhiều vấn đề mà phân tích hồi quy giải quyết là ước lượng giá trị<br /> trung bình của biến phụ thuộc ứng với giá trị đã cho của biến độc lập E Y X i  .<br /> <br /> Nói chung, E Y X i  là một hàm của X i sao cho:<br /> <br /> E Y X i  = f  X i <br /> <br /> f  X i  được gọi là hàm hồi quy tổng quát.<br /> Hồi quy logistic là hồi quy phi tuyến trong đó biến độc lập là định tính<br /> hoặc định lượng, biến phụ thuộc là nhị phân.<br /> <br /> Vấn đề được đặt ra là: “Trong trường hợp biến phụ thuộc Y là nhị phân thì<br /> hàm hồi quy   x  phải có dạng như thế nào?”.<br /> Định nghĩa . Hàm hồi quy logistic đơn của hai biến X và Y có dạng<br /> e 0  1 X<br /> E Y X   (2.1)<br /> 1  e 0  1 X<br /> Trong đó,<br /> •  0 là hệ số tự do (hay hệ số chặn),<br /> • 1 là hệ số dốc,<br /> • X là biến độc lập, Y là biến phụ thuộc.<br /> Định nghĩa . Phép biến đổi sau được gọi là phép biến đổi logit:<br />    x <br /> g  x   ln   (2.12)<br /> 1    x  <br /> <br /> Nhận xét:<br /> <br /> + g  x   0  1x là hàm tuyến tính của x với x   ,   <br /> <br /> + 0    x   1 với mọi giá trị của x<br /> <br /> + Giả sử giá trị quan sát y của biến phụ thuộc Y có dạng y    x    , trong đó <br /> gọi là sai số (hiệu giá trị quan sát và kì vọng có điều kiện của biến phụ thuộc).<br /> Khi đó  nhận hai giá trị sau:<br /> <br />  Nếu y  1 thì   1    x  với xác suất   x  ,<br /> <br />  Nếu y = 0 thì     x  với xác suất 1    x  .<br /> <br /> Từ đó,  có phân phối nhị thức với E    0 và Var    Var Y     x  . 1    x <br /> <br /> 3. Mô hình hồi quy Logistic<br /> Xét biến phụ thuộc là biến nhị phân Y và k biến độc lập X1, X 2 ,..., X k .<br /> Muốn dự đoán tần suất xuất hiện giá trị 1 của biến Y theo các biến độc lập, có thể<br /> lập phương trình hồi quy:<br /> Tần suất = a1X1 + a2X2 +…+ akXk + b.<br /> Hạn chế của mô hình trên: tần suất ở vế trái chỉ nhận các giá trị lớn hơn 0<br /> nhỏ hơn 1 trong khi vế phải có thể nhận giá trị âm dương bất kì.<br />  p <br /> log    a1 X 1  a2 X 2  ...  ak X k  b<br /> 1 p <br /> 3.1. Ước lượng các tham số của mô hình hồi quy logistic<br /> Việc ước lượng các tham số của mô hình bằng phương pháp hợp lý cực đại<br /> được thực hiện theo quy trình như sau:<br />  a. Theo (1.1) ta có P Y  1 x     x  , do đó có P Y  0 x   1    x  . Như<br /> <br /> vậy Y nhận giá trị 1 với xác suất bằng   xi  và nhận giá trị 0 với xác suất bằng<br /> <br /> 1    xi  , i  1,..., n .<br /> <br /> Với mỗi cặp  xi ,yi  , i  1,..., n , đặt<br /> <br /> b. Với mẫu n quan sát độc lập ,i =1,…,n ta thành lập hàm hợp lý có<br /> dạng (2.13)<br /> Lấy logarit hàm hợp lý (2.13) ta nhận được hàm số có dạng<br /> (2.14)<br /> c. Lấy đạo hàm của hàm L(β ) theo và ta có hệ phương trình hợp lý:<br /> <br /> (2.15)<br /> <br /> d. Giải hệ (2.15) ta có nghiệm của hệ phương trình hợp lý là ước lượng hợp<br /> lý cực đại của các tham số . Ta ký hiệu là ước lượng hợp lý cực đại<br /> của β.<br /> 3.2. Kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy logistic<br /> 3.2.1. Kiểm định tỷ số hàm hợp lý<br /> Định nghĩa. Độ lệch của mô hình hồi quy logistic, ký hiệu là D, có dạng<br /> <br /> (2.16)<br /> <br /> Định nghĩa. Hiệu độ lệch của hai mô hình không có biến độc lập và có biến độc<br /> lập được gọi là tiêu chuẩn tỷ lệ hợp lý, ký hiệu là G:<br /> G =D (mô hình không có biến độc lập) – D (mô hình có biến độc lập).<br /> Ta kiểm tra sự phù hợp của mô hình hồi quy logistic đơn bằng các kiểm định<br /> giả thuyết H: .<br /> Định lý. Khi giả thuyết β1 = 0 đúng thì tiêu chuẩn thống kê G có phân phối<br /> tiệm cận phân phối χ 2 với bậc tự do bằng 1.<br />  Theo hiệu lực của định lý trên, để thực hiện kiểm định sự phù hợp của mô<br /> hình hồi quy logistic đơn ta có thể tiến hành so sánh α với mức ý nghĩa α0 cho<br /> trước (thường được ấn định bằng 0.001 hoặc bằng 0.05)<br /> - Nếu α0 ≤α , ta bác bỏ H (với mức ý nghĩa α0 )<br /> - Nếu α0 >α , ta chấp nhận H (với mức độ tin cậy 100( 1−α0 )%)<br /> 3.2.2. Kiểm định theo tiêu chuẩn Wald<br /> Định nghĩa 2.2.5. Tiêu chuẩn thống kê Wald là tỷ số<br /> <br /> <br /> <br /> <br /> Với là giá trị ước lượng của tham số theo phương pháp ước lượng hợp lí cực<br /> đại, là sai số chuẩn của ước lượng .<br /> Định lý 2.2.2. Với giả thuyết thì tiêu chuẩn thống kê W có phân phối tiệm<br /> cận chuẩn N(0.1)<br /> Với định lí trên phép kiểm định theo tiêu chuẩn Wald với giả thuyết H:<br /> có thể thực hiện so sánh α với giá trị cho trước:<br /> + Nếu ta bác bỏ H (với mức ý nghĩa )<br /> + Nếu ta chấp nhận H ( với độ tin cậy )<br /> 4. Mô hình hồi quy Logistic bội<br /> Định nghĩa: Mô hình hồi quy Logistic bội có dạng:<br /> <br /> <br /> <br /> Trong một số trường hợp biến độc lập là rời rạc hoặc là biến định tính để<br /> đưa những biến này vào mô hình ta sử dụng phương pháp thiết kế biến (hay lập<br /> biến giả).<br /> Bảng thiết kế biến giả đối với biến nhận nhiều giá trị<br /> 1 Khi tương ứng với khả năng thứ nhất<br /> D1 <br /> 0 Khi không tương ứng với khả năng thứ nhất<br /> D2  1 Khi tương ứng với khả năng thứ hai<br />  0 Khi không tương ứng với khả năng thứ hai<br /> <br /> … … ...<br /> <br /> 1 Khi tương ứng với khả năng thứ k-1<br /> Dk 1 <br /> 0 Khi không tương ứng với khả năng thứ k-1<br /> <br /> <br /> 4.1. Ước lượng mô hình hồi quy Logistic bội<br /> Quy trình tiến hành ước lượng vectơ hệ số của mô hình được thực hiện như sau:<br /> a. Lập hàm hợp lí và logarit hàm hợp lí của mẫu n có dạng:<br /> <br /> <br /> <br /> <br /> b. Đạo hàm logarit hàm hợp lí theo tham số ta có hệ phương<br /> <br /> trình hợp lí gồm phương trình:<br /> <br /> <br /> <br /> <br /> c. Giải hệ phương trình hợp lí trên ta có nghiệm là ước lượng hợp lí cực đại của<br /> vectơ hệ số , kí hiệu là .<br /> <br /> 4.2. Kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy logistic bội<br /> Để kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy logistic bội, ta tiến hành việc<br /> kiểm định giả thuyết H: .<br /> <br /> 4.2.1. Kiểm định tỷ số hàm hợp lý<br /> Định lý 2.2.3. Nếu giả thuyết H đúng thì đại lượng thống kê G có phân phối tiệm<br /> cận phân phối χ 2 với p bậc tự do.<br /> Theo hiệu lực của định lý trên, để thực hiện kiểm định sự phù hợp của mô<br /> hình hồi quy logistic bội ta có thể tiến hành so sánh với mức ý nghĩa cho<br /> trước:<br /> + Nếu ta bác bỏ H (với mức ý nghĩa )<br /> + Nếu ta chấp nhận H ( với độ tin cậy )<br /> 4.2.2. Kiểm định theo tiêu chuẩn Wald<br /> Định nghĩa: Trong mô hình hồi quy Logistic bội, tiêu chuẩn thống kê Wald xác<br /> định như sau:<br /> <br /> <br /> <br /> Trong đó, ma trận X:<br /> <br /> <br /> <br /> <br /> Còn ma trận V:<br /> <br /> <br /> Ta có định lí sau:<br /> Định lí: Khi giả thuyết H đúng thì thống kê W có phân phối tiệm cận với phân phối<br /> với bậc tự do.<br /> Phép kiểm định theo tiêu chuẩn Wald trong mô hình hồi quy Logistic bội được<br /> thực hiện so sánh với mức ý nghĩa cho trước:<br /> + Nếu ta bác bỏ H (với mức ý nghĩa )<br /> + Nếu ta chấp nhận H ( với độ tin cậy )<br /> 5. Ý nghĩa hệ số của mô hình hồi quy Logistic<br /> + Mô hình có biến độc lập nhị phân<br />  Trong khuôn khổ của luận văn này chỉ xem xét trườg hợp biến độc lập X<br /> lưỡng phân nhận hai giá trị 0 và 1. Khi đó ta có bảng giá trị hồi quy của mô hình<br /> như sau,<br /> Bảng giá trị hồi quy Logistic với biến độc lập nhị phân<br /> X 1 X 0<br /> Y 1 e 0  1 e 0<br />  1    0 <br /> 1  e 0  1 1  e 0<br /> Y 0 1 1<br />  1    0 <br /> 1  e 0  1 1  e 0<br /> Tổng 1,0 1,0<br /> <br /> <br /> Ta có khoảng ước lượng của 1 với độ tin cậy 100 1    % là<br /> <br />  ˆ  Z1  2 1  <br /> ˆ ˆ ; ˆ  Z SE<br /> SE 1  2<br /> ˆ ˆ<br /> 1  <br /> Do đó khoảng ước lượng của tỷ số chênh với độ tin cậy 100 1   % là<br /> <br />  e<br />  <br /> ˆ1  Z 2 SE<br /> ˆ ˆ<br /> 1<br /> ;e<br /> ˆ1  Z 2 SE <br /> ˆ ˆ<br /> 1<br /> <br /> + Mô hình có biến độc lập nhận nhiều giá trị.<br /> Bảng hệ số hồi quy logistic cho biến độc lập nhận nhiều giá trị<br /> <br /> <br /> D1  1, D2  0 D1  0, D2  1 D1  0, D2  0<br /> y 1    <br /> e 0<br />   0,0  <br /> e 0 j1 e 0 j2<br />  1,0     0,1 <br />  <br /> 1  e 0 j1<br />  <br /> 1 e 0 j2 1  e 0<br /> y0 1 1 1<br />  1,0       0,1      0,0  <br /> 1  e 0 j1 1 e 0 j2 1  e 0<br /> Tổng 1.0 1.0 1.0<br /> <br /> <br /> Vậy khoảng ước lượng của tỷ số chênh  .,. với độ tin cậy 100 1   % là:<br /> <br />  e<br /> ˆ ju  Z 2cSE <br /> ˆ ˆ<br /> ju<br /> ;e<br /> ˆ ju  Z 2cSE <br /> ˆ ˆ<br /> ju<br />  với u  1,2.<br /> + Mô hình có biến độc lập liên tục.<br /> Log tỷ số chênh khi x thay đổi c đơn vị là g  x  c   g  x   c1 , từ tỷ số chênh<br /> <br />   c   x  c, x   ec ta có khoảng ước lượng của tỷ số chênh   c  với độ tin cậy<br /> 1<br /> <br /> <br /> <br /> <br /> 100 1   % là ce  ˆ ju  Z 2cSE <br /> ˆ ˆ<br /> ju<br /> ; ce<br /> ˆ ju  Z 2cSE <br /> ˆ ˆ<br /> ju<br /> .<br /> Chương 2. Mô hình nhiều mức cho dữ liệu nhị phân<br /> 2.1. Mô hình tuyến tính nhiều mức<br /> <br /> Mô hình nhiều mức có thể được xem xét như một hệ thống có thứ bậc các<br /> công thức hồi quy,<br /> <br /> yij  0  1xij  u j  eij , (1)<br /> <br /> trong đó yij là biến kết quả cho đơn vị thứ i của mức 1 và đơn vị thứ j của mức 2,<br /> <br />  0 là hệ số chặn, xij là biến giải thích, 1 là hệ số dốc, u j là ảnh hưởng ngẫu nhiên<br /> của những biến đổi ngẫu nhiên ở mức 2, và eij là ảnh hưởng ngẫu nhiên mức 1.<br /> <br /> Các tham số cho ảnh hưởng ngẫu nhiên thỏa mãn E u j   E eij   0 ,<br /> <br />  <br /> var  u j    u2 , var  eij    e2 , cov  u j , eij   0 và cov u j , u j '  0 với j  j ' . Mối<br /> <br /> tương quan nội tại thu được từ biểu thức    u2  u2   e2  .<br /> <br /> Ta tiếp tục mở rộng mô hình 2 mức đơn giản thành mô hình 3 mức với hệ số<br /> ngẫu nhiên,<br /> <br /> yijk  0  1xijk  u1 jk xijk  v0 k  u0 jk  e0ijk , (2)<br /> <br /> Trong đó k chỉ số mức 3, v0k và u0 jk là hệ số chặn ngẫu nhiên cho mức 3 và mức<br /> <br /> 2, tương ứng với xijk là biến giải thích được quan sát ở mức 1 và u1 jk là ảnh hưởng<br /> <br /> ngẫu nhiên của xijk ở mức 2. Các tham số khác trong mô hình thỏa mãn<br /> E v0 k   E u0 jk   E e0ijk   0 , var  v0 k    v20 , var  u0 jk    u20 , var  u1 jk    u21 ,<br /> <br /> var  e0ijk    e20 và cov  u0 jk , u1 jk    u 01 .<br /> <br /> 2. 2. Mô hình nhiều mức cho dữ liệu nhị phân<br /> <br /> Mô hình hồi quy hai mức cho biến phụ thuộc nhị phân được viết thành:<br /> <br /> log  pij 1  pij   0  1xij  u j , (3)<br /> <br /> trong đó u j là ảnh hưởng ngẫu nhiên ở mức 2. Trong mô hình trên, u j và yij được<br /> <br /> giả định là độc lập với nhau. Cũng như trong mô hình tuyến tính nhiều mức,<br /> u j được giả thiết có phân phối chuẩn với kì vọng 0 và phương sai  u2 . Mô hình (3)<br /> <br /> thường được mô tả dưới dạng khác của mô hình nhiều mức cho bởi phương trình<br /> (4) và (5),<br /> <br /> log  pij 1  pij   0 j  1xij (mô hình mức 1) (4)<br /> <br /> 0 j  0  u j ( mô hình mức 2) (5)<br /> <br /> Mô hình nhiều mức cho biến phụ thuộc nhị phân cũng có thể diễn giải thông<br /> qua khái niệm biến ẩn. Giả sử tồn tại một biến ẩn yij* phụ thuộc vào yij một cách<br /> <br /> liên tục. Ta chỉ quan sát trực tiếp được biến phụ thuộc nhị phân yij chứ không phải<br /> <br /> yij* . Tuy nhiên, ta biết yij*  0 nếu yij  1và yij*  0 nếu yij  1. Mô hình nhiều mức<br /> <br /> cho yij* tương đương với (3) có thế viết như sau:<br /> <br /> yij*  0  1xij  u j  eij (6)<br /> <br /> Phương trình (9) mô tả mô hình 3 mức với một biến giải thích duy nhất có<br /> cả ảnh hưởng hỗn hợp và ảnh hưởng ngẫu nhiên,<br /> <br /> log  pijk 1  pijk   0  1xijk  u1 jk xijk  v0k  u0 jk (9)<br /> trong đó i, j và k tương ứng với các chỉ số mức 1, 2 và 3; v0k và u0 jk là hệ số chặn<br /> <br /> ngẫu nhiên ở mức 3 và mức 2, và u1 jk là hệ số dốc ngẫu nhiên của biến giải thích<br /> <br /> xijk . Phương trình (9) là mô hình gộp, có thể được mô tả lại bằng hệ phương trình<br /> <br /> nhiều mức sau:<br /> <br /> log  pij 1  pij   0 jk  1 jk xij ( mô hình mức 1)<br /> <br /> 0 jk  0k  u0 jk (mô hình mức 2)<br /> <br /> 1 j  1  u1 j (mô hình mức 2)<br /> <br /> 0k  0  v0k (mô hình mức 3)<br /> <br /> Chương 3: Kết luận thống kê về nhu cầu chăm sóc sức khỏe ở Hải Dương<br /> <br /> 3.1. Mô tả số liệu<br /> <br /> Bộ số liệu được đưa vào nghiên cứu bao gồm:<br /> <br /> + Tập số liệu mẫu 1: điều tra về nhu cầu chăm sóc sức khỏe tại nhà của người<br /> lớn trong độ tuổi lao động (16 – 60 tuổi).<br /> <br /> + Tập số liệu mẫu 2: điều tra về nhu cầu chăm sóc sức khỏe tại nhà dành cho trẻ<br /> em dưới (16tuổi)- Phỏng vấn người chăm sóc trẻ.<br /> <br /> 3.2. Phân tích số liệu mẫu số 1<br /> <br /> Nhu cầu khám và điều trị bệnh tại nhà của những người trong độ tuổi lao động.<br /> <br /> Để phân tích ảnh hưởng của các nhân tố (các biến độc lập) lên nhu cầu khám<br /> bệnh tại nhà của những người trong độ tuổi lao động, chúng ta sử dụng bộ số liệu 1<br /> để xây dựng một mô hình hồi quy logistic nhiều mức với biến phụ thuộc là<br /> khamtainha, nhận giá trị bằng 1 nếu đối tượng có nhu cầu khám bệnh tại nhà ,<br /> bằng 0 nếu ngược lại. Các biến độc lập được đưa vào mô hình bao gồm: namgioi,<br /> thanhpho, mantinh, mantinhgd, thanhnien, cao nien, caotuoi, muchu, tieuhoc,<br /> thphothong, cddaihoc, docthan, lydigoa, congnhan, canbo, hocsinh, laodongtudo,<br /> thatnghiep, thunhapthap, thunhapkha, nguoilon, nguoigia, treem, coom2t,<br /> dakhamtainha, dakhamtunhan, dakhamyte, dakhambvhuyen, dakhambvtinh,<br /> datudtri, dakdtri, coBHYT.<br /> <br /> Ta có thể phán đoán rằng ảnh hưởng của các nhân tố lên nhu cầu khám bệnh<br /> tại nhà phụ thuộc rất nhiều vào điều kiện của từng hộ gia đình. Do vậy cần sử dụng<br /> mô hình hồi quy logistic nhiều mức để đánh giá được tác động của đặc trưng riêng<br /> của các hộ gia đình lên quy luật cần nghiên cứu. Tại đây chúng ta sẽ dùng mô hình<br /> logistic 2 mức với đơn vị mức 1 là các cá nhân, đơn vị mức 2 là các hộ gia đình.<br /> <br /> Trong bộ số liệu 1 có 1918 quan sát ứng với các cá nhân được điều tra trong<br /> tổng số … hộ gia đình. Số nhân khẩu tối thiểu trong mỗi hộ gia đình là 1, tối đa là<br /> 28, trung bình là …..Tỷ lệ các đối tượng có nhu cầu khám bệnh tại nhà là 30,24%.<br /> <br /> Kết quả phân tích hồi quy logistic 2 mức (cá nhân và hộ gia đình) với biến<br /> phụ thuộc là khamtainha, các biến độc lập là: namgioi, thanhpho, mantinh,<br /> mantinhgd, thanhnien, cao nien, caotuoi, muchu, tieuhoc, thphothong, cddaihoc,<br /> docthan, lydigoa, congnhan, canbo, hocsinh, laodongtudo, thatnghiep,<br /> thunhapthap, thunhapkha, nguoilon, nguoigia, treem, coom2t, dakhamtainha,<br /> dakhamtunhan, dakhamyte, dakhambvhuyen, dakhambvtinh, datudtri, dakdtri,<br /> coBHYT được cho trong các Bảng 1, 2, 3.<br /> <br /> Bảng 3.2.1(phân tích 1 201205)<br /> <br /> Từ Bảng 1 ta thấy các yếu tố dakhamtainha, dakhamtunhan, dakhamyte,<br /> dakhambvhuyen, thanhpho, thunhapkha, laodongtudo, canbo ảnh hưởng một cách<br /> có ý nghĩa thống kê lên nhu cầu khám bệnh tại nhà, vì có các xác suất ý nghĩa nhỏ<br /> hơn 5%, và các khoảng tin cậy tương ứng không chứa 1. Các yếu tố khác không có<br /> ảnh hưởng đáng kể vì có xác suất ý nghĩa lớn hơn 5%.<br /> <br /> Cụ thể, những người đã bị ốm và đã từng đi khám ở các cơ sở khám chữa<br /> bênh tại bệnh viện huyện, cơ sở y tế tư nhân, trạm y tế xã hoặc từng khám tại nhà<br /> đều có nguyện vọng được sử dụng dịch vụ khám tại nhà cao hơn các đối tượng<br /> chưa sử dụng các dịch vụ khám bệnh kể trên. Điều đó thể hiện ở chỗ các biến<br /> dakhamtainha, dakhamtunhan, dakhamyte, dakhambvhuyen có các hệ số chênh<br /> tương ứng bằng 3.870544; 16.14567; 1.703614; 2.176658, tất cả đều khác 1 một<br /> cách có ý nghĩa, vì có các xác suất ý nghĩa tương ứng bằng 1,2%; 0%; 2,6%;<br /> 2,1%. Có thể nói so với những người chưa sử dụng các dịch vụ khám bệnh kể trên<br /> thì những người đã từng sử dụng dịch vụ khám tại nhà, khám tại trạm y tế, khám tư<br /> nhân, khám tại bệnh viện huyện có nhu cầu được sử dụng dich vụ khám bệnh tại<br /> nhà cao gấp 3,87; 16,15; 1,70; 2,18 lần.<br /> <br /> Hiện tượng trên có thể được giải thích như sau: Việc đi khám tư nhân giá<br /> dịch vụ cao nhưng phần nào chưa đáp ứng được nhu cầu của người bệnh, dịch vụ<br /> khám tại nhà do các cơ sở y tế công lập cung cấp có thể có chi phí không quá cao<br /> so với khám tư nhân mà chất lượng dịch vụ được đảm bảo. Mặt khác, nhìn chung<br /> hiện nay do sự quá tải tại các cơ sở y tế nên việc phải chờ đợi được khám chữa<br /> bệnh tại các cơ sở y tế công lập tốn rất nhiều thời gian của người bệnh thậm chí cả<br /> những người thân của họ, chất lượng dịch vụ khám chữa bệnh vì thế phần nào chưa<br /> được đảm bảo, do vậy nhu cầu khám bệnh tại nhà là cao hơn tại nhóm các đối<br /> tượng đã từng khám bệnh tại các cơ sở y tế đó.<br /> <br /> Khi nhìn vào các biến nghề nghiệp thì những người làm cán bộ có nhu cầu<br /> khám tại nhà thấp hơn, chưa bằng 50%, so với nhu cầu khám tại nhà của nhóm<br /> chứng( nhóm nông dân), có thể là do họ được hưởng chế độ bảo hiểm và chế độ<br /> khám sức khỏe định kì hàng năm của các công ty và cơ quan.<br /> <br /> Về ảnh hưởng của thu nhập bình quân của gia đình lên nhu cầu khám bệnh<br /> tại nhà, ta thấy những người có thu nhập bình quân gia đình thấp và thu nhập bình<br /> quân gia đình trung bình có nhu cầu khám tại nhà gần như nhau. Trong khi đó, so<br /> với những người có bình quân thu nhập gia đình trung bình, những người có thu<br /> nhập khá có nhu cầu khám sức khỏe tại nhà cao hơn gấp 2,25 lần. Điều này có thể<br /> do điều kiện kinh tế của những người này cho phép họ sẵn sàng chi trả phí dịch vụ<br /> chăm sóc sức khỏe tại nhà hơn những người có thu nhập trung bình.<br /> <br /> Bảng 3.2.2(phantich 120120102)<br /> <br /> Từ Bảng 3.2.1 và Bảng 3.2.2 chúng ta nhận thấy tuy cùng là các địa bàn nằm<br /> trong khu vực thành phố Hải Dương nhưng rõ ràng nhu cầu chăm sóc sức khỏe tại<br /> nhà của những người thuộc phường Trần Phú cao hơn gấp 5 lần so với những<br /> người ở xã Tân Hưng. Điều này có thể do vị trí địa lí và điều kiện kinh tế xã hội<br /> khác biệt của hai xã, phường này. Phường Trần Phú thuộc khu vực nội thành, gần<br /> các khu công nghiệp và nhiều nhà máy, điều kiện kinh tế tốt hơn do phần lớn<br /> người dân là cán bộ công nhân viên chức. Xã Tân Hưng nằm ở khu vực ngoại<br /> thành, dân cư chủ yếu là nông dân và lao động tự do. Ngoài ra, phần đông người<br /> dân trong khu vực nội thành làm việc trong giờ hành chính nên việc bố trí thời gian<br /> đi khám bệnh tại các cơ sở y tế công lập gặp một số khó khăn, họ sẵn sàng chi trả<br /> cho dịch vụ khám bệnh tại nhà. Còn dân cư thuộc khu vực ngoại thành đa số là<br /> nông dân nên việc thu xếp thời gian để đi khám bệnh tại các cơ sở y tế công trong<br /> giờ hành chính không quá ảnh hưởng tới công việc của họ.<br /> <br /> Bên cạnh đó, các Bảng 3.2.1 và Bảng 3.2.2 còn cho thấy những người lao<br /> động tự do có nhu cầu khám chữa bệnh tại nhà thấp hơn, chỉ bằng khoảng 32%, so<br /> với nhu cầu của nông dân. Điều đó có thể do đặc điểm của người lao động tự do<br /> không làm việc tĩnh cố định tại một nơi, mà thường thay đổi nay đây mai đó nên có<br /> nhu cầu khám bệnh tại nhà thấp. Mặt khác một phần những người lao động tự do là<br /> dân buôn bán, hoạt động kinh doanh hoặc giao tiếp của họ có thể diễn ra ngay tại<br /> nơi cư trú nên họ không sẵn sàng mời bác sĩ đến khám bệnh tại nhà.<br /> <br /> Bảng 3.2. 3( 2201205) chỉ ra sai số tiêu chuẩn của hệ số chặn trong mô hình hồi<br /> quy bằng 2,822 với khoảng tin cậy  2,37;3,36  (xác suất ý nghĩa p  0,00 ) cho<br /> biết độ biến động về nhu cầu khám bệnh tại nhà giữa các hộ gia đình là thực sự<br /> khác 0. Điều đó cho thấy nhu cầu khám bệnh tại nhà của các hộ gia đình rất khác<br /> nhau.<br /> (Điều trị tại nhà)<br /> <br /> Trên cùng bộ số liệu 1 ta đi phân tích ảnh hưởng của các nhân tố khác nhau đến<br /> nhu cầu điều trị tại nhà. Mô hình hồi quy logistic 2 mức với biến phụ thuộc là<br /> dtritainha , nhận giá trị bằng 1 nếu đối tượng có nhu cầu khám bệnh tại nhà , bằng<br /> 0 nếu ngược lại. Các biến độc lập được đưa vào mô hình giống các biến độc lập<br /> trong mô hình hồi quy logistic 2 mức cho biến phụ thuộc khamtainha.<br /> <br /> Các kết quả phân tích được thể hiện trong Bảng 3.2.4. Từ Bảng 3.2.4 ta thấy các<br /> yếu tố dakhamyte, dakhamtunhan, dakhamtainha, coom2t, thunhapthap,<br /> conguoigia, thanhpho ảnh hưởng một cách có ý nghĩa thống kê lên nhu cầu điều trị<br /> tại nhà, vì có các xác suất tương ứng là 0,0%; 0,0%; 0,6%; 2,3%; 0,0%;1,5%;<br /> 0,0%, nhỏ hơn 5% và các khoảng tin cậy không chứa 1. Các yếu tố khác không có<br /> ảnh hưởng đáng kể vì có xác suất ý nghĩa lớn hơn 5%.<br /> <br /> Cụ thể, những người từng điều trị tại trạm y tế, điều trị tư nhân hay đã từng sử<br /> dụng dịch vụ điều trị tại nhà có nhu cầu sử dụng dịch vụ điều trị tại nhà cao hơn<br /> hẳn những người chưa từng điều trị tại các cơ sở y tế nói trên. Điều này được thể<br /> hiện thông qua tỷ số chênh của các biến dakhamyte, dakhamtunhan, dakhamtainha<br /> tương ứng là 4,260; 6,691; 4,057, tất cả đều khác 1 một cách có ý nghĩa.<br /> <br /> Điều này có thể được lí giải như sau: những người đã từng sử dụng dịch vụ điều trị<br /> tại nhà hài lòng với chất lượng dịch vụ và sẵn sàng tiếp tục sử dụng dịch vụ. Như<br /> vậy dịch vụ điều trị tại nhà đáp ứng nhu cầu của người bệnh. Đối với những người<br /> đã từng điều trị bệnh tại trạm y tế xã và điều trị tư nhân, nhu cầu điều trị tại nhà<br /> cũng cao hơn hẳn có thể do ở hai địa điểm đó chất lượng chữa bệnh không thật đáp<br /> ứng được mong muốn của người bệnh. Chính vì vậy họ mong muốn sử dụng dịch<br /> vụ điều trị tại nhà do các cơ sở y tế công lập cung cấp. Hình thức điều trị tại nhà<br /> phần nào có thể ưu thế hơn so với điều trị tại trạm y tế xã, điều trị tư nhân. Trong<br /> khi đó, chữa bệnh tại bệnh viện tỉnh và bệnh viện huyện có chất lượng cao hơn,<br /> đáp ứng được nhu cầu điều trị của bệnh nhân nên những người đã từng khám bệnh<br /> tại bệnh viện tỉnh, huyện không thể hiện có nhu cầu chữa bệnh tại nhà thực sự<br /> khác biệt so với các đối tượng khác.<br /> <br /> Những người có sự kiện ốm đau trong khoảng thời gian 2 tháng trước khi điều tra<br /> có nhu cầu sử dụng dịch vụ điều trị tại nhà thấp, chỉ bằng 52,03% so với những<br /> người không ốm trong thời gian đó. Điều này có thể do những người ốm trong<br /> khoảng 2 tháng đã sử dụng dịch vụ chữa bệnh tại các cơ sở y tế và họ đã được<br /> chữa trị khỏi bệnh, nên họ không thấy nhu cầu được điều trị tại nhà là thật cần<br /> thiết.<br /> <br /> Xét đến khía cạnh kinh tế của các hộ gia đình, những người có thu nhập thấp<br /> thường thuộc diện người nghèo của xã, phường, họ không có BHYT; việc điều trị<br /> bệnh tại các phòng khám tư nhân chi phí khá cao, còn điều trị tại các bệnh tuyến<br /> huyện và tỉnh mà không có BHYT thì không làm giảm chi phí một cách đáng kể,<br /> nên họ nghĩ việc mời bác sĩ tại các cơ sở y tế công lập đến nhà chữa trị bệnh tiện<br /> hơn, không mất nhiều thời gian đi lại và chờ đợi trong khi chi phí điều trị ngang<br /> nhau. Chính vì vậy trong Bảng 3.2.4 ta thấy tỷ số chênh tương ứng với biến<br /> thunhapthap là 3,256 và xác suất ý nghĩa là 0,0%.<br /> <br /> Khi nhìn vào cấu trúc gia đình, những hộ gia đình có người già có nhu cầu điều trị<br /> bệnh tại nhà bằng 50,87% so với những gia đình không có người già. Nhu cầu điều<br /> trị tại nhà của những gia đình có người già thấp có thể do ảnh hưởng tâm lý chung<br /> của người Á Đông . Các đối tượng được điều tra trong bộ số liệu này là những<br /> người đang trong độ tuổi lao động, những người cao tuổi trong gia đình thường là<br /> ông bà, cha mẹ của họ. Do vậy họ ngại việc điều trị bệnh cho bản thân tại nhà ảnh<br /> hưởng đến tâm tư, tình cảm của người già. Mặt khác, tâm lý giấu bệnh của người<br /> bệnh đối với gia đình khiến họ không muốn sử dụng dịch vụ điều trị tại nhà.<br /> <br /> Cũng như trong phân tích ảnh hưởng của các nhân tố đến nhu cầu khám bệnh tại<br /> nhà, nhu cầu điều trị bệnh tại nhà cũng chịu ảnh hưởng của nhân tố thành phố-<br /> nông thôn. Nhu cầu điều trị tại nhà của người thành phố cao hơn gấp 5,45 lần so<br /> với nhu cầu điều trị tại nhà của người sống ở khu vực nông thôn. Điều này chúng<br /> ta có thể lí giải giống như trong phân tích nhu cầu khám bệnh tại nhà. Điều kiện<br /> kinh tế, xã hội của dân thành phố cho phép họ sẵn sàng chi trả và sử dụng dịch vụ<br /> điều trị tại nhà.<br /> <br /> Bảng 3.2.5 chỉ ra sai số tiêu chuẩn của hệ số chặn trong mô hình hồi quy bằng<br /> 2,663 với khoảng tin cậy  2,22;3,19  (xác suất ý nghĩa p  0,00 ) cho biết độ biến<br /> động về nhu cầu điều trị bệnh tại nhà giữa các hộ gia đình là thực sự khác 0. Điều<br /> đó cho thấy nhu cầu điều trị bệnh tại nhà của các hộ gia đình rất khác nhau.<br /> <br /> 3.3. Phân tích mẫu số liệu 2<br /> <br /> Nhu cầu khám và điều trị tại nhà của trẻ em (dưới 16 tuổi)<br /> <br /> Để phân tích ảnh hưởng của các nhân tố (các biến độc lập) lên nhu cầu khám<br /> chữa bệnh tại nhà của trẻ em dưới 16 tuổi, chúng ta sử dụng bộ số liệu 2 để xây<br /> dựng một mô hình hồi quy logistic nhiều mức với biến phụ thuộc là<br /> khamtretainha, hoặc dieutritainha, nhận giá trị bằng 1 nếu đối tượng có nhu cầu<br /> khám bệnh tại nhà , bằng 0 nếu ngược lại. Các biến độc lập được đưa vào mô hình<br /> bao gồm kham6thang, kham2nam, khong kham, kham gannhat, methatnghiep,<br /> melaodongtudo, mecanbo, mecongnhan, bothatnghiep, laodongtudo, bocanbo,<br /> bocongnhan, namgioi, coBHYT, dakhamtainha, dakhamtunhan, dakhamyte,<br /> dakhambvhuyen, dakhambvtinh, datudtri, dakdtri, mantinhgd, mantinhtre,<br /> treom2thang, thanhpho, duoi5t.<br /> <br /> Ta có thể phán đoán rằng ảnh hưởng của các nhân tố lên nhu cầu khám bệnh<br /> tại nhà phụ thuộc rất nhiều vào điều kiện của từng hộ gia đình. Do vậy cần sử dụng<br /> mô hình hồi quy logistic nhiều mức để đánh giá được tác động của đặc trưng riêng<br /> của các hộ gia đình lên quy luật cần nghiên cứu. Tại đây chúng ta sẽ dùng mô hình<br /> logistic 2 mức với đơn vị mức 1 là các cá nhân, đơn vị mức 2 là các hộ gia đình.<br /> <br /> Trong bộ số liệu 2 có 828 quan sát ứng với số trẻ em được điều tra trong<br /> tổng số … hộ gia đình. Tỷ lệ các đối tượng có nhu cầu khám bệnh tại nhà là<br /> 36,47%, cao hơn so với nhu cầu khám bệnh tại nhà của đối tựong người trong độ<br /> tuổi lao động.<br /> <br /> Các Bảng…. thể hiện kết quả phân tích hồi quy logistic 2 mức (cá nhân và<br /> hộ gia đình) với biến phụ thuộc là khamtretainha, hoặc dieutritainha, các biến<br /> độc lập là kham6thang, kham2nam, khong kham, kham gannhat, methatnghiep,<br /> melaodongtudo, mecanbo, mecongnhan, bothatnghiep, laodongtudo, bocanbo,<br /> bocongnhan, namgioi, coBHYT, dakhamtainha, dakhamtunhan, dakhamyte,<br /> dakhambvhuyen, dakhambvtinh, datudtri, dakdtri, mantinhgd, mantinhtre,<br /> treom2thang, thanhpho, duoi5t.<br /> <br /> Nhu cầu khám bệnh tại nhà<br /> <br /> Bảng 3.3.1 (mẫu 4)<br /> <br /> Bảng 3.3.2 (mẫu 404)<br /> <br /> Theo Bảng 3.3.1 và Bảng 3.3.2, ta đều thấy các yếu tố kham6thang, mecanbo,<br /> bocongnhan, dakhamtainha, dakhambvhuyen ảnh hưởng một cách có ý nghĩa<br /> thống kê đến nhu cầu khám bệnh tại nhà dành cho trẻ em dưới 16 tuổi, với các xác<br /> suất ý nghĩa nhỏ hơn 5%. Các yếu tố khác không có ảnh hưởng đáng kể vì có xác<br /> suất ý nghĩa lớn hơn 5%.<br /> <br /> Cụ thể ta thấy yếu tố kham6thang có xác suất ý nghĩa là 0,1% và tỷ số chênh tương<br /> ứng là 0,21; với khoảng tin cậy  0,081; 0,533  không chứa 1. Điều này có thể do<br /> một số nguyên nhân sau đây. Trong số những trẻ em đã được khám bệnh trong<br /> vòng 6 tháng trước khi điều tra, số trẻ em dưới 6 tuổi chiếm một tỷ lệ khá đông<br /> (178/393), các em được khám chữa bệnh miễn phí tại các cơ sở y tế công lập nên<br /> những đối tượng này không có nhu cầu cao trong việc sử dụng dich vụ khám bệnh<br /> tại nhà. Bên cạnh đó trong số trẻ em trên 6 tuổi đã từng khám bệnh trong vòng 6<br /> tháng trước khi điều tra, có một phần đã sử dụng các dịch vụ khám bệnh miễn phí<br /> do các cơ sở y tế công lập tổ chức tại trường học nên không có nhu cầu khám tại<br /> nhà. Nhu cầu khám bệnh tại nhà của các đối tượng này chỉ bằng 21,06% so với trẻ<br /> em chưa khám bệnh trong 6 tháng trước khi điều tra.<br /> <br /> Khi quan tâm đến nghề nghiệp của cha mẹ trẻ, các yếu tố mecanbo, bocongnhan có<br /> ảnh hưởng rõ rệt tới nhu cầu khám trẻ tại nhà. Yếu tố mecanbo, bocongnhan có xác<br /> suất ý nghĩa 4,1%; 3,8% tương ứng với các tỷ số chênh 0,054; 0,259 và hai khoảng<br /> tin cậy tương ứng không chứa 1. Như vậy so với con em của nông dân, nhu cầu<br /> khám bệnh tại nhà của trẻ em có mẹ là cán bộ hoặc bố là công nhân chỉ bằng 5,4%<br /> và 25,9 %. Điều này có thể do hai nhóm bố mẹ này đều là cán bộ công nhân viên<br /> chức nên họ có tiêu chuẩn khám bệnh cho con cái theo chế độ bảo hiểm xã hội<br /> hoặc theo chế độ chính sách của cơ quan công tác.<br /> <br /> Bên cạnh các yếu tố đã phân tích ở trên, nếu nhìn vào tiền sử khám bệnh của trẻ, ta<br /> thấy những trẻ đã từng sử sụng dịch vụ khám bệnh tại nhà hoặc những trẻ đã từng<br /> khám tại bệnh viện huyện có nhu cầu sử dụng dich vụ khám tại nhà rất cao. Trẻ đã<br /> từng dùng dịch vụ khám tại nhà và khám bệnh viện huyện có nhu cầu sử dụng dịch<br /> vụ khám tại nhà cao gấp 10,76 lần và 14,17 lần so với những trẻ chưa từng sử dụng<br /> các dịch vụ y tế trong mô hình này. Nhu cầu khám bệnh tại nhà cao của nhóm trẻ<br /> em đã từng sử dụng dịch vụ khám tại nhà cho thấy dịch vụ này đã đáp ứng được<br /> mong muốn của người sử dụng. Mặt khác việc trẻ em đã từng khám tại bệnh viện<br /> huyện cũng có nhu cầu khám tại nhà rất cao có thể do các dịch vụ dành cho trẻ em<br /> ở các cở sở y tế, các bệnh viện tuyến huyện chưa đáp ứng được mong muốn của trẻ<br /> và gia đình trẻ. Bên cạnh đó có thể do những trở ngại và bất tiện khi trẻ em khám<br /> tại các bệnh viện tuyến huyện. Do đó thay vì khám tại các bệnh viện huyện thì các<br /> gia đình mong muốn được sử dụng dịch vụ khám tại nhà cho con em mình.<br /> <br /> Cả Bảng 3.3.1 và Bảng 3.3.2 chỉ ra sai số tiêu chuẩn của hệ số chặn trong mô hình<br /> hồi quy bằng 3,504 với khoảng tin cậy  2,72;4,51 (xác suất ý nghĩa p  0,00 ) cho<br /> biết độ biến động về nhu cầu khám bệnh tại nhà giữa các hộ gia đình là thực sự<br /> khác 0. Điều đó cho thấy nhu cầu khám bệnh tại nhà cho trẻ em dưới 16 tuổi của<br /> các hộ gia đình rất khác nhau.<br /> Điều trị tại nhà<br /> <br /> Bảng 3.3.3( Mẫu 402)<br /> <br /> Bảng 3.3.4( Mẫu 405)<br /> <br /> Hai mô hình hồi quy logistic 2 mức được thể hiện trong hai Bảng 3.3.3 và Bảng<br /> 3.3.4, các yếu tố kham6thang, dakhambvhuyen, thanhpho có ảnh hưởng một cách<br /> có ý nghĩa thống kê đến nhu cầu điều trị bệnh tại nhà của trẻ em dưới 16 tuổi. Các<br /> yếu tố kham6thang, dakhambvhuyen, thanhpho có tỷ số chênh 2,59; 4,29; 11,4<br /> tương ứng với xác suất ý nghĩa bằng 3,6%; 2,7%; 2,2%, với các khoảng tin cậy<br /> không chứa 1. Các yếu tố khác như nghề nghiệp của cha mẹ trẻ, nhóm tuổi của trẻ,<br /> tiền sử bệnh mãn tính gia đình và mãn tính của trẻ cũng như một số yếu tố còn lại<br /> trong mô hình không có ảnh hưởng tới nhu cầu điều trịbệnh tại nhà của trẻ em, vì<br /> có xác suất ý nghĩa lớn hơn 5%.<br /> <br /> Đối với những trẻ em đã khám chữa bệnh trong khoảng 6 tháng trước khi điều tra,<br /> nhu cầu sử dụng dịch vụ điều trị tại nhà cao gấp gần 3 lần so với những em không<br /> khám trong vòng 6 tháng trước điều tra. Còn trẻ em đã từng điều trị tại bệnh viện<br /> huyện có nhu cầu được sử dụng dịch vụ điều trị tại nhà cao hơn đến trên 4 lần<br /> những trẻ chưa từng điều trị tại các cơ sở y tế đã miêu tả trong mô hình. Điều này<br /> có thể do việc điều trị tại nhà thuận tiện hơn cho gia đình trong việc chăm sóc trẻ,<br /> hơn nữa việc thanh toán chế độ BHYT của trẻ thường lâu và không thuận tiện. Bên<br /> cạnh đó tâm lý của các gia đình là ngại đưa con em mình đến các cơ sở y tế công<br /> lập vì tình trạng quá tải và sợ con mình có nguy cơ lây chéo bệnh trong môi trường<br /> bệnh viện. Chính vì lẽ đó họ có nhu cầu được sử dụng các dịch vụ điều trị bệnh<br /> cho trẻ tại nhà khá cao.<br /> <br /> Nhu cầu sử dụng dịch vụ điều trị tại nhà của gia đình trẻ em thành phố cao hơn gấp<br /> hơn 11 lần so với nhu cầu sử dụng dịch vụ điều trị tại nhà của gia đình trẻ em nông<br /> thôn. Điều này có thể lí giải đơn giản vì các gia đình ở thành phố có thu nhập cao<br /> hơn so với các gia đình ở nông thôn, cho nên họ sẵn sàng chi trả các chi phí dịch<br /> vụ với mong muốn con em mình điều trị tốt hơn.<br /> <br /> Bảng trên còn cho ta thấy sự biến động về nhu cầu điều trị bệnh tại nhà giữa các<br /> gia đình là thực sự khác 0 với sai số tiêu chuẩn của hệ số chặn trông mô hình hồi<br /> quy bằng 3,393 với khoảng tin cậy  2,64;4,34  và xác suất ý nghĩa p  0,00 .<br /> Điều này cho thấy nhu cầu điều trị bệnh tại nhà cho trẻ em dưới 16 tuổi của các hộ<br /> gia đình thực sự khác nhau.<br /> <br /> 3.4. Kết luận<br /> <br /> Từ quá trình phân tích dữ liệu bằng mô hình hồi quy logistic 2 mức ta thấy<br /> đối với nhu cầu khám và điều trị bệnh tại nhà dành cho đối tượng người trong độ<br /> tuổi lao động đều chịu ảnh hưởng của các nhân tố dakhamtainha, dakhamyte,<br /> dakhamtunhan, dakhambvhuyen.<br /> <br /> Những người từng khám chữa bệnh tại các cơ sở y tế nêu trên trong thời<br /> gian gần thời điểm điều tra có nhu cầu sử dụng dịch vụ khám tại nhà cao hơn hẳn<br /> những người không khám chữa bệnh tại các cơ sở y tế trong khoảng thời gian đó.<br /> <br /> Các nhân tố thanhpho – nongthon, nghề nghiệp và điều kiện kinh tế cũng<br /> tác động đến nhu cầu khám chữa bệnh tại nhà. Người dân thành phố có nhu cầu sử<br /> dụng dịch vụ khám chữa bệnh tại nhà cao gấp nhiều lần so với người dân nông<br /> thôn. Do có BHYT, cán bộ viên chức nhà nước có nhu cầu khám bệnh tại nhà thấp<br /> hơn nông dân. Người có thu nhập khá có nhu cầu khám bệnh cao hơn so với người<br /> có thu nhập trung bình.<br /> <br /> Tuy nhiên, đối với nhu cầu điều trị tại nhà thì người có thu nhập thấp lại<br /> mong muốn được sử dụng dịch vụ này hơn. Điều này có thể do một số nguyên<br /> nhân đã lí giải ở trên. Bên cạnh đó, những gia đình có người già có nhu cầu điều trị<br /> tại nhà dành cho người trong độ tuổi lao động thấp hơn.<br />  Đối với bộ số liệu điều tra nhu cầu khám chữa bệnh tại nhà dành cho trẻ em<br /> dưới 16 tuổi, trẻ em có tiền sử khám và điều trị tại cơ sở y tế như đã từng khám<br /> bệnh tại nhà, đã khám tại bệnh viện huyện hoặc đã từng điều trị tại bệnh viện<br /> huyện có nhu cầu sử dụng dịch vụ khám tại nhà và điều trị tại nhà cao hơn.<br /> <br /> Trẻ em đã khám trong thời gian 6 tháng trước khi điều tra có nhu cầu khám<br /> bệnh tại nhà thấp hơn nhưng có nhu cầu điều trị bệnh tại nhà cao hơn. Bên cạnh đó<br /> nhân tố nghề nghiệp của bố mẹ và nhân tố thành phố - nông thôn cũng có ảnh<br /> hưởng đến nhu cầu khám và điều trị bệnh tại nhà.<br /> <br /> Việc vận dụng mô hình hồi quy logistic 2 mức với đơn vị mức 1 là các cá<br /> nhân, đơn vị mức 2 là các hộ gia đình đã khắc phục được điều kiện phương sai của<br /> sai số không đổi của mô hình thông thường. Ở mô hình thông thường không thấy<br /> được sự biến động của sai số ở mức 2. Mô hình logistic 2 mức đã cho thấy sự biến<br /> động qua các hộ gia đình (đơn vị mức 2). Cụ thể, ở tất cả các mô hình, độ biến<br /> động giữa các đơn vị mức 2 (hộ gia đình) của hệ số dốc đều khác 0 một cách có ý<br /> nghĩa (vì khoảng tin cậy không chứa 0). Do đó có thể kết luận có sự khác nhau rất<br /> lớn giữa các hộ gia đình về nhu cầu khám chữa bệnh tại nhà cho cả đối tượng trong<br /> độ tuổi lao động và cho cả trẻ em, kể cả khi đã hiệu chỉnh tác động của các yếu tố<br /> kinh tế xã hội, cấu trúc hộ gia đình cũng như tiền sử khám chữa bệnh của đối<br /> tượng. Điều này cho thấy còn có những đặc trưng riêng khác của hộ gia đình ảnh<br /> hưởng đến nhu cầu khám chữa bệnh tại nhà, mà thông tin về các đặc trưng đó chưa<br /> được thu thập trong bộ số liệu.<br /> <br /> Qua phân tích trên, hình thức khám bệnh tại nhà có thể được coi là một dịch<br /> vụ y tế mới và đáp ứng được nhu cầu chăm sóc sức khỏe của người dân. Thực<br /> trạng y tế nước ta hiện nay nổi lên một vấn đề nóng bỏng là hiện tượng quá tải rất<br /> lớn tại các bệnh viện tuyến huyện, tuyến tỉnh, đặc biệt là tuyến trung ương.<br /> Chương trình chăm sóc sức khỏe tại nhà sẽ giúp giảm bớt sự quá tải của các bệnh<br /> viện, giúp phát hiện bệnh sớm, người bệnh được tư vấn sử dụng thuốc và các dịch<br /> vụ khác phù hợp với điều kiện kinh tế và không tốn nhiều thời gian cho các khâu<br /> khám bệnh.<br /> <br /> Ngoài tác dụng giúp làm giảm hiện tượng quá tải các bệnh viện tuyến trên,<br /> dịch vụ khám chữa bệnh tại nhà còn giúp cho công tác khám và điều trị bệnh kịp<br /> thời và trực tiếp tại cộng đồng, loại trừ mầm bệnh tận gốc, ngăn ngừa dịch bệnh lây<br /> lan. Đồng thời dịch vụ này sẽ giúp hạn chế hiện tượng nhiễm bệnh chéo, thường dễ<br /> xảy ra ở những bệnh viện tập trung quá đông bệnh nhân, mắc nhiều loại bệnh khác<br /> nhau.<br /> <br /> Một vấn đề khác mà chúng ta quan tâm đến hiện nay là tình trạng sử dụng<br /> BHYT tại các cơ sở y tế công lập. Từ Đại hội Đảng VI đã đề ra đường lối đổi mới<br /> toàn diện, mở ra bước ngoặt trong sự nghiệp xây dựng xã hội chủ nghĩa ở nước ta.<br /> Việc chuyển đổi từ nền xã hội bao cấp sang xã hội kinh tế thị trường đã ảnh hưởng<br /> đến các định hướng xây dựng và phát triển hệ thống chăm sóc sức khỏe toàn dân.<br /> Các chính sách, chế độ đã được Nhà nước ban hành nhằm đảm bảo cho việc chăm<br /> sóc sức khỏe toàn dân. Tuy nhiên nền kinh tế thị trường đã làm cho xã hội phân<br /> biệt giàu nghèo dẫn đến sự khác biệt trong quá trình thực hiện y tế xã hội.<br /> <br /> Hiện nay mặc dù nhà nước đã cố gắng thực hiện BHYT tạo điều kiện cho<br /> mọi người dân được chăm sóc sức khỏe nhưng vẫn còn nhiều bất cập, nhất là đối<br /> với các đối tượng người nghèo, người tàn tật. Mở rộng chính sách BHYT, đa dạng<br /> hóa các loại hình BHYT để đông đảo các tầng lớp dân cư đặc biệt là người nghèo,<br /> người tàn tật được chăm sóc theo chế độ BHYT, vì lợi ích của cá nhân và của cộng<br /> đồng. Giai đoạn cuối của BHYT xã hội là BHYT xã hội toàn dân. Các nước trong<br /> khu vực đã thực hiện được BHYT xã hội toàn dân là Nhật Bản, Hàn Quốc, Đài<br /> Loan. Các nước đang triển khai BHYT xã hội toàn dân là Philipin, Thái Lan. Nước<br /> ta đang từng bước thực hiện các chế độ BHYT để tiến đến BHYT xã hội toàn dân.<br /> Việc kết hợp BHYT xã hội và dịch vụ chăm sóc sức khỏe tại nhà thực hiện bởi các<br /> cơ sở y tế công lập sẽ đem lại dịch vụ chất lượng cao trong quá trình chăm sóc sức<br /> khỏe cho người dân.<br />  Như phân tích ở phần trên, các đối tượng có BHYT như cán bộ nhà nước, trẻ<br /> em dưới 6 tuổi, con em cán bộ, công nhân có nhu cầu khám bệnh tại nhà thấp hơn<br /> nhưng vẫn có nhu cầu điều trị tại nhà cao hơn. Điều đó phản ánh phần nào thực<br /> trạng những hạn chế của việc sử dụng thanh toán BHYT cho quá trình điều trị cũng<br /> như khả năng đáp ứng nhu cầu điều trị tại các cơ sở y tế của bản thân các đối tượng<br /> được hưởng các chế độ BHYT. Có thể nói việc sử dụng BHYT đã được thực hiện<br /> tương đối tốt đối với khâu khám bệnh, người có BHYT đã thỏa mãn với việc khám<br /> bệnh tại các cơ sở y tế và không có nhu cầu khám bệnh tại nhà. Tuy nhiên, việc<br /> điều trị cho các bệnh nhân được hưởng BHYT chưa thực sự đáp ứng nhu cầu của<br /> họ. Do vậy họ vẫn có nhu cầu điều trị bệnh tại nhà cho dù khi đó họ không được<br /> thanh toán BHYT cho các dịch vụ đó.<br /> <br /> Nhà nước đã thực hiện chính sách cung cấp thẻ chữa bệnh miễn phí cho trẻ<br /> em dưới 6 tuổi và những người nằm trong diện hộ nghèo. Tuy nhiên phân tích ở<br /> trên cũng chỉ ra rằng, đối với các đối tượng này, mặc dù nhu cầu khám bệnh tại<br /> nhà thấp nhưng nhu cầu điều trị bệnh tại nhà vẫn cao. Điều này cũng giúp khẳng<br /> định thêm những ý kiến vừa nêu trên về việc sử dụng BHYT.<br /> <br /> Dịch vụ chăm sóc sức khỏe tại nhà là một phần trong chương trình y học gia<br /> đình – một hình thức mới có thể đáp ứng nhu cầu chăm sóc sức khỏe của người<br /> dân và là một giải pháp hữu hiệu cho vấn đề quá tải của các bệnh viện tuyến trên.<br /> Do đó cần có những bước đi phù hợp, định hướng rõ ràng của các cấp quản lý<br /> nhằm phát triển và đưa mô hình y học gia đình đến với người dân để người dân<br /> được chăm sóc sức khỏe một cách tốt nhất.<br /> <br /> Để phát huy hiệu quả của công tác khám chữa bệnh tại nhà, đáp ứng nhu cấu<br /> của các đối tượng khác nhau, việc xây dựng các kế hoạch tổ chức mạng lưới khám<br /> chữa bệnh tại nhà cần được nghiên cứu để được thực hiện phù hợp với các đặc thù<br /> của từng nhóm đối tượng, từng địa bàn dân cư. Như phân tích ở trên cho thấy<br /> người dân khu vực thành thị có nhu cầu khám chữa bệnh tại nhà cao. Do vậy việc<br /> triển khai loại hình dịch vụ chăm sóc sức khỏe này có thể bắt đầu từ khu vực thành<br /> thị và mở rộng ra các khu vực khác.<br /> <br /> Ngoài ra có thể nghiên cứu kết hợp các chế độ chính sách liên quan đến<br /> BHYT với việc phát triển dịch vụ khám chữa bệnh tại nhà, dần dần cho phép người<br /> dân sử dụng chi trả dịch vụ khám chữa bệnh tại nhà bằng BHYT, song song với<br /> việc từng bước tiến tới thực hiện BHYT toàn dân. Khi đó công tác khám chữa<br /> bệnh tại nhà sẽ có diện bao phủ rộng khắp, phát huy tối đa các ưu thế đã được bàn<br /> luận ở phần trên.<br /> Bảng 3.2.1<br /> <br /> <br /> <br /> <br /> Bảng 3.2.2<br /> Bảng 3.2.3<br /> <br /> <br /> <br /> <br /> Bảng 3.2.4<br /> <br /> <br /> <br /> <br /> Bảng 3.2.5<br /> Bảng 3.3.1<br /> Bảng<br /> 3.3.2<br /> <br /> <br /> <br /> <br /> Bảng 3.3.3<br /> Bảng 3.3.4<br /> References.<br /> <br /> [1] Đào Hữu Hồ, Đặng Văn Hữu, Hoàng Hữu Như (2004), Thống kê Toán học,<br /> NXB ĐHQGHN.<br /> <br /> [3] Trần Manh Tuấn (2004), Xác suất và thống kê, lý thuyết thực hành và tính<br /> toán, NXB ĐHQGHN.<br /> <br /> [4] C. Mitchell Dayton (1992), Logistic regression analysis, University<br /> <br /> of Maryland.<br /> <br /> [5] Goldstein, H.(1995), Multilevel statististial models, London: Arnold.<br />