Phát triển thang đo văn hóa an toàn người bệnh đảm bảo tính giá trị và phù hợp bối cảnh là cần thiết trước khi can thiệp. Mục tiêu: Đánh giá chất lượng thang đo HSOPSC điều chỉnh, từ đó thiết lập mô hình nguyên nhân giữa các nhân tố.
Trang 1KIỂM ĐỊNH THANG ĐO KHẢO SÁT VĂN HÓA
AN TOÀN NGƯỜI BỆNH
Đỗ Văn Niệm, Lê Minh Lan Phương, Lê Thị Trúc, Trần Thị Mỹ Lệ, Lê Thị Châu
Bệnh viện Nhi Đồng 1
TÓM TẮT
Đặt vấn đề: Phát triển thang đo văn hóa an toàn người bệnh đảm bảo tính giá trị và phù hợp bối cảnh là cần thiết trước khi can thiệp Mục tiêu: Đánh giá chất lượng thang đo HSOPSC điều chỉnh, từ đó thiết lập mô hình nguyên nhân giữa các nhân tố Phương pháp: Kết hợp thảo luận nhóm điều chỉnh thang đo với phân tích nhân tố khám phá đề xuất mô hình đo lường, phân tích nhân tố khẳng định để kiểm định mô hình, từ đó thiết lập mô hình tương quan giữa các cấu trúc của thang đo Kết quả: Mô hình đo lường cuối cùng gồm 24 biến chỉ báo và 7 cấu trúc Thông số phù hợp của mô hình đo lường tốt (CMIN/DF: 2,276; GFI: 0,936; CFI: 0,951; TLI: 0,941; RMSEA: 0,046 [90% CI: 0,041-0,051]) Độ tin cậy tổng hợp các cấu trúc thay đổi từ 0,708 đến 0,863; tổng phương sai trích biến đổi từ 0,45 đến 0,614 Mô hình ổn định qua phân tích
đa nhóm theo nghề nghiệp, không có sai số có ý nghĩa trên mô hình sai số chung và không có khác biệt có ý nghĩa giữa các mẫu được kiểm định chéo Lãnh đạo bệnh viện và sự phối hợp ảnh hưởng mạnh đến phản hồi sự cố an toàn (β=0,76), từ đó tác động đến làm việc nhóm trong khoa (β=0,54) và khuynh hướng báo cáo sự cố (β=0,72) Chuyển bệnh bàn giao và làm việc liên khoa tác động trực tiếp đến phản ứng không buộc tội (β=0,25) và gián tiếp thông qua lãnh đạo khoa (β=0,59*0,25) Kết luận: Cần kiểm định thang đo phù hợp bối cảnh bệnh viện trước khi áp dụng.
Từ khóa: Phân tích nhân tố khẳng định (CFA), Văn hóa an toàn người bệnh (VHATNB)
ABSTRACT VALIDATING THE MEASURING SCALE OF HOSPITAL SURVEY ON PATIENT SAFETY CULTURE
Do Van Niem, Le Minh Lan Phuong, Le Thi Truc, Tran Thi My Le, Le Thi Chau Introduction: Developing a valid and context-based scale for patient safety culture measuring is necessary before intervention Objectives: Validating revised HSOPSC-VN and establishing causal model between constructs Method: To associate focus group discussion to revise the scales with exploratory factor analysis to propose measuring model, confirmatory factor analysis to validate the model, and using those results to establish the correlational model between factors in the the scale Results: The final measurement model had 24 items and 7 constructs, with good model fit (CMIN/ DF: 2.276, GFI: 0.936, CFI: 0.951, TLI: 0.941, RMSEA: 0.046 [90%CI: 0.041-0.051]) Composite reliability changed from 0.708 to 0.863 and average variance extracted (AVE) varried from 0.45 to 0.614 The model was stable on multi-group analysis between job groups, non-significant bias on the common latent factor (CLF) model and cross-validation on other samples Hospital leadership and cooperation across units had strong effect to error feedback (β=0.76) and by mean of that affect to teamwork within units (β=0.54) and error reporting trend (β=0.72) Handoffs, transitions and teamwork across units had direct effect to non-punitive response to errors (β=0.25) and indirect effect through unit leadership (β=0.59*0.25) Conclusion: It is neccessary to validate the scale in specific context before application Key words: Patient Safety Culture, Confirmatory Factor Analysis (CFA).
Nhận bài: 5-1-2019; Thẩm định: 15-1-2019; Chấp nhận: 25-1-2019
Người chịu trách nhiệm chính: Đỗ Văn Niệm
Địa chỉ: Bệnh viện Nhi Đồng 1 - Tp.HCM; Email: niemdv@nhidong.org.vn
Trang 21 ĐẶT VẤN ĐỀ
An toàn người bệnh là một thành tố mang
tính nền tảng đối với chất lượng dịch vụ y tế Sự
phát triển kỹ thuật càng phức tạp và chuyên sâu
thì mức rủi ro càng lớn Bối cảnh thị trường dịch
vụ y tế ngày càng cạnh tranh và yêu cầu của cộng
đồng xã hội ngày càng cao nên an toàn người
bệnh càng đặc biệt quan trọng Vì vậy, nhu cầu
phát triển một thang đo văn hóa an toàn người
bệnh (VHATNB) phù hợp thực tiễn Việt Nam, đảm
bảo độ tin cậy và tính giá trị là cần thiết trước khi
triển khai các chương trình can thiệp.
Có khá nhiều thang đo VHATNB đã được
giới thiệu trên thế giới, nhưng thang HSOPSC
(Hospital Survey On Patient Safety Culture) do
AHRQ (Agency for Health Research and Quality)
giới thiệu năm 2004 được sử dụng phổ biến
và được dịch ra nhiều ngôn ngữ, kể cả tiếng
Việt [1,2,3,4,8,9,15] Sử dụng thang đo chuẩn hóa và phổ
biến là điều kiện thuận lợi để có thể đối sánh kết
quả, [8,9,14] giúp các nhà quản lý nhà nước về y tế
có thể đánh giá tình hình chung và có chính sách
phù hợp Tuy nhiên, thang đo chuẩn hóa thường
không thể linh hoạt cho các tình huống cụ thể,
khó phát hiện thay đổi nhỏ, điều này khá cần
thiết trong các chương trình can thiệp tại mỗi
bệnh viện Kết quả báo cáo kết quả đo lường
VHATNB ở Hoa Kỳ theo thang HSOPSC năm 2018
của AHRQ cho thấy mức độ thay đổi khá nhỏ sau
nhiều năm [8]
Nhiều nghiên cứu gần đây cho thấy tính không
ổn định của thang HSOPSC Điều này có thể do
ảnh hưởng của bối cảnh và khác biệt văn hóa Số
lượng cấu trúc được thiết lập qua các nghiên cứu
thay đổi từ 8 đến 11 so với thang đo nguyên thủy
là 12 Các mô hình đo lường đề xuất từ 10 cấu
trúc trở lên thường có thông số phù hợp ở mức
giới hạn hoặc không đạt ngưỡng tối thiểu theo
khuyến cáo chung về phân tích nhân tố khẳng
định (CFA: Confirmatory Factor Analysis) [6,11,13]
Nhiều khuyến cáo về đo lường tâm lý học, khi sử
dụng thang đo sẵn có cần bổ sung mục hỏi theo
bối cảnh và kiểm định thang đo trước khi sử dụng chính thức Hơn nữa, việc đo lường các thành phần của khái niệm VHATNB mà không đánh giá tương quan giữa các cấu trúc có thể chưa thật sự đảm bảo giá trị ứng dụng.
Vì vậy, nhóm thực hiện nghiên cứu này nhằm hiệu chỉnh và đánh giá lại thang HSOPSC-VN đảm bảo phù hợp với bối cảnh trước khi sử dụng tại bệnh viện
2 MụC TIêU VÀ PHƯơNG PHÁP NGHIêN CứU 2.1 Mục tiêu: Đánh giá chất lượng thang đo HSOPSC-VN điều chỉnh qua phân tích nhân tố khám phá (EFA: Exploratory Factor Analysis) và CFA làm cơ sở đề xuất điều chỉnh thang đo phù hợp với bối cảnh để sử dụng trong chương trình can thiệp
Thiết lập mô hình tương quan giữa cấu trúc đo lường đầu vào và quá trình với nhóm nhân tố kết quả của VHATNB.
2.2 Phương pháp: Kết hợp nghiên cứu định tính và định lượng.
Giai đoạn 1: Thực hiện tổng quan y văn để
xác định các cấu trúc không vững về thống kê như hệ số tải biến-nhân tố thấp < 0,4; độ tin cậy Cronbach’s alpha < 0,6 trong 12 cấu trúc thành phần HSOPSC làm cơ sở định hướng thảo luận nhóm bổ sung các mục hỏi; đảm bảo có ít nhất 4 mục hỏi cho mỗi cấu trúc Các cấu trúc có thành phần mục hỏi chưa đảm bảo giá trị nội dung dựa trên phân tích quá trình hoặc chi tiết khái niệm được bổ sung mục hỏi Dùng bộ câu hỏi đã bổ sung khảo sát thử 20 người (10 bác sĩ, 7 điều dưỡng và 3 kỹ thuật viên) để đánh giá mức độ dễ hiểu và thảo luận tay đôi để làm rõ nội dung, từ
đó thảo luận nhóm điều chỉnh từ ngữ các mục hỏi cho dễ hiểu và phù hợp bối cảnh Sử dụng thang
đo Likert 1-5 cho các biến đo lường nhân tố
Giai đoạn 2: Nghiên cứu cắt ngang phân tích,
sử dụng bộ câu hỏi của giai đoạn 1 để tổ chức điều tra Áp dụng quy tắc ngón cái trong nghiên cứu phân tích nhân tố và mô hình cấu trúc để
Trang 3xác định cỡ mẫu với mức tối thiểu là n = [số biến
đo lường] x 10 [5,6,12] Cỡ mẫu dự kiến tối thiểu là
510 Phương pháp chọn mẫu thuận tiện được áp
dụng với tiêu chí chọn gần trọn dân số khảo sát là
nhân viên y tế (bác sĩ, điều dưỡng, kỹ thuật viên
y) Bệnh viện Nhi Đồng 1 có mặt trong ngày khảo
sát và đồng ý tham gia nghiên cứu
Sau khi nhập liệu, các câu nghịch đảo (ký hiệu
R) được chuyển đổi thành thang Likert thuận
chiều Dữ liệu được làm sạch bằng cách loại bỏ
trường hợp khuyết dữ liệu từ 10% số mục hỏi
của thang đo (từ 6 câu trở lên), trả lời “không chú
ý” dựa trên sự giống nhau hoàn toàn theo từng
phần trong bảng hỏi, của ít nhất 2 trong 5 phần
bằng hàm độ lệch chuẩn trên Excel Trường hợp
khuyết dưới 10% được giữ lại và hiệu chỉnh bằng
giá trị trung vị đối với trị khuyết của các biến đo
lường thang Likert Dữ liệu sau khi làm sạch được
cắt mẫu ngẫu nhiên thành 2 phần tương ứng
70% (mẫu 1) và 30% kích thước mẫu Phần 70%
được cắt đôi ngẫu nhiên lần thứ 2 và nối với 30%
mẫu cắt lần 1 để tạo thành mẫu 2 Dùng mẫu 1
trong giai đoạn thiết lập mô hình và mẫu 2 để
kiểm định chéo mô hình
Thực hiện EFA trên mẫu 1 để đề xuất mô hình
CFA khởi đầu cùng với 2 mô hình lý thuyết ban
đầu (mô hình do AHRQ đề xuất và mô hình hiệu
chỉnh của nhóm nghiên cứu) Tiếp tục dùng mẫu
1 để CFA trên cả 3 mô hình trên So sánh 3 mô
hình CFA để chọn lựa mô hình tối ưu dựa trên chỉ
số phù hợp và giá trị cấu trúc nhân tố cũng như
nguyên lý tiết kiệm (ít tham số nhất) Sử dụng
mẫu 2 để kiểm định chéo mô hình vừa thiết lập
trước khi quyết định mô hình đo lường cuối cùng
Giai đoạn 3: Dùng mô hình đo lường cuối cùng
để tạo dữ liệu gộp của các cấu trúc Sử dụng mẫu
1 để thiết lập mô hình cấu trúc (SEM: Structural
Equation Model) nhằm đánh giá tương quan giữa
các nhân tố và thực hiện kiểm định các giả thuyết
nghiên cứu Sau đó tiếp tục dùng mẫu 2 để kiểm
định chéo mô hình Dựa trên mức độ ảnh hưởng
của các thành phần (dựa vào hệ số beta) và mức
điểm trung bình nhân tố để đề xuất nội dung ưu
tiên can thiệp.
Dùng ứng dụng SPSS 24.0 (EFA) kết hợp AMOS 24.0 của IBM, Excel package tool và user-estimand được truy cập từ địa chỉ https://statwiki.com (CFA, SEM) [16] để phân tích số liệu ở giai đoạn 2 và 3 Giai đoạn EFA sử dụng phép trích Principal Axis Factoring, phép quay Promax (delta = 4), xác định
số lượng cấu trúc dựa vào điểm uốn trên Scree plot
và giá trị eigen >1 Sự phù hợp của dữ liệu mẫu được đánh giá dựa vào KMO (Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy) > 0,8, kiểm định Barllett có ý nghĩa với p < 0,05 Các biến bị loại bỏ nếu hệ số tải biến - nhân tố thấp < 0,4; tương quan biến tổng < 0,3 hoặc tải chéo trên nhiều nhân tố với mức chênh lệch < 0,3 Độ phù hợp của mô hình EFA được đánh giá qua tính hội tụ (hệ số tải biến
- nhân tố > 0,4; độ tin cậy nhân tố > 0,7; khả năng giải thích mô hình > 50%) và khả năng phân biệt (chênh lệch hệ số tải chéo > 0,3)
Mô hình CFA và SEM được đánh giá dựa trên chỉ số phù hợp tổng quát: p > 0,05 (nếu p
< 0,05 sẽ được đánh giá và chấp nhận khi tỷ số Chi-squared/df < 3); GFI (Goodness of Fit Index)
> 0,9; TLI (Tucker-Lewis coefficient) > 0,9; CFI (Comparative Fit Index) > 0,95; RMSEA (Root Mean Square Error of Approximation) < 0,06; PCLOSE (p value for testing close fit) > 0,05 Giá trị cấu trúc được đánh giá dựa trên hệ số tải biến-nhân tố > 0,4; độ tin cậy tổng hợp (CR: Composite reliability) > 0,7; tổng phương sai trích (AVE: Average Variance Extracted) > 0,5 và MSV (Maximum Shared Variance) < AVE [5,6] Tính bất biến của mô hình được đánh giá thông qua độ ổn định của chỉ số phù hợp tổng quát, sự khác biệt Chi-squared và hệ số hồi quy không có ý nghĩa qua phân tích đa nhóm theo nghề nghiệp Sai
số của mô hình được đánh giá bằng mô hình sai
số chung (CLF: Common Latent Factor) Sử dụng mẫu 2 để kiểm định chéo mô hình vừa thiết lập bằng kỹ thuật phân tích làm tổ (nested model) nhằm khẳng định độ ổn định của mô hình trên mẫu khác nhau.
Trang 43 KẾT QUẢ VÀ BÀN LUậN
3.1 Kết quả giai đoạn nghiên cứu định tính
Quá trình tổng quan y văn xác định thang đo
HSOPCS không ổn định ở 6 cấu trúc: “Staffing -
[PBNNL] Phân bổ nguồn nhân lực, phân công
công việc”, “Overall perception of safety - [NTAT]
Nhận thức chung về an toàn”, “Communication
openness - [GTNB] Giao tiếp cởi mở trong nội bộ
khoa”, “Hospital handoffs and transitions - [CBBG]
Chuyển bệnh và bàn giao”, “[HTCTLT] - Học tập và
cải tiến liên tục” và “[LVNLK] - Làm việc nhóm liên
khoa (teamwork across units)” [6,11,13] Trong đó cấu
trúc NTAT, CBBG, HTCTLT ít ổn định nhất.
Quá trình thảo luận nhóm bổ sung 9 câu hỏi
thành phần vào các cấu trúc “BCSC-khuynh hướng
báo cáo sự cố” (Câu D4a và D5a), “[GTNB]” (câu
C8Ra), “PHBCSC-Phản hồi báo cáo sự cố” (câu C7a),
“HTCTLT” (câu A19a), “[PUKBT]-Phản ứng không
buộc tội” (câu A20Ra, A21Ra, A2Ra) và
“[LĐBV]-Lãnh đạo bệnh viện” (câu F12a) (xem bộ câu hỏi ở
phần phụ lục) Nhóm thống nhất sử dụng mô hình
lý thuyết ban đầu được bổ sung câu hỏi thành
phần (có 51 câu) để khảo sát trên mẫu nhằm đo
lường nhân tố sau khi thảo luận nhóm.
Dùng bộ câu hỏi khảo sát ban đầu để phỏng
vấn thử và thảo luận mặt đối mặt với 10 bác sĩ, 7
điều dưỡng và 3 kỹ thuật viên để xác định các từ
khó hiểu nhằm điều chỉnh bộ câu hỏi trước khi
phỏng vấn chính thức Có 3 điểm điều chỉnh nhỏ
sau khi phỏng vấn thử nên bộ câu hỏi đạt yêu cầu
giá trị nội dung ở giai đoạn phân tích định tính
Các biến thời gian công tác được đo lường theo
thang thứ tự trong bộ câu hỏi HSOPSC nguyên
thủy được chuyển thành thang liên tục.
3.2 Kết quả giai đoạn nghiên cứu định lượng
Có 939 người, là nhân viên của Bệnh viện Nhi
Đồng 1 - TP Hồ Chí Minh, tham gia khảo sát trong
2 tuần (tuần 40-41 năm 2018) Tỷ lệ phản hồi khá
cao ở các câu với mức thấp nhất là 97,4% Số
người có tiếp xúc trực tiếp với người bệnh trong
mẫu khảo sát là 91,7% Giai đoạn làm sạch loại
bỏ 14 trường hợp (1,49%) do khuyết dữ liệu trên
10% (từ 6 câu trở lên) và 62 trường hợp (6,6%)
trả lời “không chú ý” Mẫu sau khi được làm sạch
dữ liệu có 863 trường hợp (chiếm 91,9% mẫu ban
đầu) Sau thực hiện cắt ngẫu nhiên và ghép mẫu,
có 2 mẫu được tạo thành với cỡ mẫu là 608 (mẫu 1) và 588 (mẫu 2).
Phân tích độ tin cậy sơ bộ bằng chỉ số Cronbach’s alpha trên mẫu 1, có 4 cấu trúc “NTAT”,
“GTNB”; “PBNNL” và “LVNLK” có giá trị thấp dưới ngưỡng mục tiêu 0,6 với mức tương ứng theo thứ tự là 0,249; 0,479; 0,504 và 0,565 Kết quả này tương đồng với nghiên cứu của T.N.N Anh (2015) và T.C.Thượng (2016a) [1,2] Cấu trúc NTAT được loại bỏ ở giai đoạn EFA do tính nhất quán nội tại quá thấp (có 4 biến tương ứng: A10, A15, A17, A18) Đối với 3 cấu trúc có giá trị Cronbach’s alpha trung gian, nhóm quyết định giữa lại để đưa vào phân tích nhân tố khám phá.
Giai đoạn EFA có 14 biến bị loại khỏi mô hình (A2, A5, A7, A8, A9, A12, A13, A19, B1, B2, C2, C6, C8a, D5a) Giá trị KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) 0,889
và Barlett’s (p<0,001) có ý nghĩa cho thấy dữ liệu phù hợp để EFA Nhân tố “[LDKP]-Lãnh đạo khoa, phòng” có 4 mục hỏi, được phân chia thành 2 phần rất rõ ràng là B1-B2 và B3-B4 Thành phần B1-B2 hầu như không có liên quan với B3-B4 và tải chéo mạnh trên hầu hết các nhân tố khác nên
bị loại bỏ Nhân tố GTNB chỉ còn câu C4 được giữ lại và gộp vào nhân tố [PHSC-AT] - Phản hồi sự
cố an toàn, nhưng khi xem xét nội dung câu hỏi C4 nhận thấy tương tự với cấu trúc này nên giữ nguyên tên cấu trúc Nhân tố “[LVNLK]-Làm việc nhóm liên khoa” bị tách thành 2 phần, phần 1 gồm F2-F4-F10 gộp vào LDBV, phần 2 là F6 gộp vào CBBG Nhân tố PBNNL ban đầu bị loại bỏ sau EFA, chỉ còn biến A14 gộp vào nhân tố PUKBT
Sự ghép cặp này là không phù hợp về lý thuyết, tuy nhiên nhóm tiếp tục giữ biến này và lưu ý ở giai đoạn phân tích tiếp theo Cấu trúc HTCTLT bị loại chỉ còn câu A6 ghép vào cấu trúc LVN Như vậy, có 2 tên gọi cấu trúc nhân tố cần được điều chỉnh cho phù hợp với nhân tố ghép Mô hình EFA đề nghị cuối cùng gồm 33 biến thành phần với 7 cấu trúc được trình bày tại bảng 1, khá tương đồng với nghiên cứu của T.N.N Anh (2015)
và Gambashidze (2017) [1,11] Có 4 nhân tố bị loại trong mô hình đề nghị của Gambashidze HTCTLT, NTAT, GTNB và CBBG Khác biệt giữa mô hình đề nghị của chúng tôi với Gambashidze là nhân tố CBBG được giữ lại nhưng có kết hợp với LVNLK.
Trang 5Bảng 1 Mô hình đo lường đề nghị từ phân tích EFA.
Ký hiệu Tên gọi cấu trúc Biến chỉ báo Số biến LVN Làm việc nhóm (nội bộ khoa, phòng) A1, A3, A4, A6, A11 5 PUKBT Phản ứng không buộc tội đối với sự cố A14, A16, A20a, A21a, A22a 5 LDKP Lãnh đạo khoa, phòng B3, B4 2 PHSC-AT Phản hồi & thông báo về sự cố - an toàn C1, C3, C4, C5, C7a 5 BCSC Khuynh hướng báo cáo sự cố D1, D2, D3, D4a 4 LDBV-PH Lãnh đạo bệnh viện và phối hợp liên khoa F2, F1, F4, F8, F10, F12a 6 CBBG-LK Chuyển bệnh bàn giao và làm việc nhóm liên khoa F3, F5, F6, F7, F9, F11 6
Kiểm tra giả định phân phối của dữ liệu trước
khi CFA cho thấy dữ liệu mẫu 1 vi phạm giả định
phân phối chuẩn đa biến về độ nhọn với giá trị C.R
(Critical Ratio) chung là 92,9 Có 3 biến ảnh hưởng
nặng là B4, D4a, F4 với giá trị C.R riêng cho biến gần
bằng 10 Kết quả này đòi hỏi thận trọng khi diễn
giải kết quả phân tích ước lượng bằng hàm hợp lý
cực đại (Maximum Likelihood Estimation).
Khi so sánh cả 3 mô hình CFA khởi đầu, mô hình nguyên thủy (42 biến chỉ báo) và hiệu chỉnh (51 biến chỉ báo) có độ phù hợp rất kém so với mô hình đề nghị từ phân tích EFA (xem bảng 3) Đồng thời hệ số tải biến nhân tố rất thấp dưới ngưỡng 0,4 và thành phần chung thấp < 0,3 đối với các biến bị loại ở giai đoạn EFA chứng tỏ chỉ định sai
mô hình Vì vậy, nhóm chỉ sử dụng mô hình EFA
đề nghị để tiếp tục phân tích.
Hình 1a và 1b Mô hình đo lường cuối cùng (không chuẩn hóa và chuẩn hóa)
Trang 6Hiệu chỉnh lần 1 bằng cách thêm covariance
của các sai số tương ứng với giá trị MI > 10, thông
số phù hợp tổng quát ở mức chấp nhận được,
nhưng phân tích độ tin cậy có 4/7 cấu trúc không
đạt giá trị AVE > 0,5 là PHSC-AT, CBBG-PH, LVN,
LDBV-PH nên phải loại 4 biến C4, F3, A6 và F2 Mô
hình hiệu chỉnh lần 2 cải thiện đáng kể độ phù
hợp tổng quát, nhưng ở bước phân tích độ tin cậy
vẫn còn 3 cấu trúc không đạt AVE > 0,5 là
CBBG-LK, LVN, LDBV-PH; dù các cấu trúc đều cải thiện
đáng kể giá trị AVE Mô hình hiệu chỉnh lần 3 loại
bỏ F11, A11 và F4 có độ phù hợp tốt với CMIN/
df = 2,453; CFI=0,993; GFI=0,915, TLI=0,922,
RMSEA=0,049 [90%CI: 0,041-0,051] và PCLOSE =
0,654 Khi phân tích độ tin cậy, các chỉ tiêu đều
đạt yêu cầu trừ AVE của nhân tố CBBG-LK chỉ đạt
mức 0,407 Sau khi loại F9 (cùng với A14 do tương
quan biến-tổng thấp < 0,3), AVE của CBBG-LK
tăng lên 0,450 nhưng vẫn còn dưới ngưỡng 0,5
Nhóm quyết định giữ lại mô hình này do cấu trúc
này chỉ còn 3 biến đo lường (mức tối thiểu)
Kết quả đánh giá tính bất biến (configural, metric and scalar invariance) qua phân tích đa nhóm theo nghề nghiệp (bác sĩ: 141, điều dưỡng:
295 và kỹ thuật viên: 56) cho thấy mô hình có thông
số phù hợp tốt, không khác biệt về hệ số tải biến-nhân tố giữa các nhóm: p=0,312, nhưng có khác biệt về hệ số chặn (p=0,003) Do cỡ mẫu nhóm kỹ thuật viên khá nhỏ nên có thể bị tác động của cỡ mẫu Phân tích so sánh giữa nhóm bác sĩ và điều dưỡng cho thấy không khác biệt về hệ số chặn (p=0,068) Trên mô hình sai số chung (CLF) không
có khác biệt giữa mô hình chặn hoàn toàn (Zero-constrained) và không chặn (Un(Zero-constrained): χ 2
Difference=100; DF Difference=583, p=1 Như vậy,
mô hình đo lường có độ ổn định và không có sai số
có ý nghĩa do phương pháp.
Kiểm định chéo mô hình đo lường bằng mô hình phân tích làm tổ giữa mẫu 1 và mẫu 2 cho thấy không khác biệt có ý nghĩa giữa 2 mẫu (bảng 2).
Bảng 2 Kết quả kiểm định sự khác biệt giữa 2 mẫu 1 và 2
Mô hình DF CMIN P Delta-1 NFI Delta-2 IFI rho-1 RFI rho2 TLI
Giả định mô hình không chặn là phù hợp
Measurement weights 17 9,095 ,937 ,001 ,001 -,002 -,003 Structural covariances 45 24,967 ,993 ,002 ,002 -,006 -,006 Measurement residuals 69 54,349 ,902 ,004 ,005 -,008 -,008
Giả định mô hình “Measurement weights” là phù hợp
Structural covariances 28 15,872 ,968 ,001 ,001 -,004 -,004 Measurement residuals 52 45,254 ,734 ,004 ,004 -,005 -,005
Giả định mô hình “Structural covariances” là phù hợp
Measurement residuals 24 29,382 ,206 ,002 ,002 -,001 -,002
Mô hình đo lường cuối cùng cuối cùng gồm 24
câu hỏi thành phần với 7 cấu trúc nhân tố được
trình bày tại hình 1a và 1b Thông số phù hợp của
các mô hình được trình bày tại bảng 3 Độ tin cậy
của mô hình đo lường cuối cùng trình bày ở phần
phụ lục (bảng 5).
Do mô hình đo lường thay đổi chỉ còn 7 cấu trúc nhân tố nên giả thuyết nghiên cứu ban đầu được điều chỉnh theo nguyên tắc 3 lớp: yếu tố bệnh viện và liên khoa → yếu tố nội bộ khoa → khuynh hướng báo cáo sự cố → đánh giá mức độ
an toàn chung (biến chỉ báo E) Trong đó yếu tố
Trang 7nội bộ khoa đóng vai trò là biến trung gian trong
mô hình ban đầu Trường hợp tác động giữa biến
trung gian đến biến kết quả không có ý nghĩa
thống kê sẽ bị loại bỏ đường hồi quy và trở thành
biến phụ thuộc cuối cùng Ngoài 7 biến đại diện
cho 7 cấu trúc nhân tố hình thành ở giai đoạn trước, có 3 biến bổ sung vào mô hình là H1-Thời gian công tác tại bệnh viện, H2-Thời gian công tác
ở khoa hiện tại, H6-Thời gian công tác ở chuyên khoa hiện tại.
Bảng 3 Thông số đánh giá độ phù hợp tổng quát của mô hình
Tiêu chí
(ngưỡng đánh giá)
Mô hình đo lường Nguyên thủy Hiệu chỉnh EFA đề nghị Cuối cùng CMIN/DF (1-3) 4,072 3,765 2,792 2,276
GFI < 0,9 0,779 0,750 0,872 0,936
TLI < 0,9 0,707 0,714 0,888 0,941
CFI < 0,95 0,743 0,740 0,877 0,951
RMSEA (< 0,06) 0,071 0,067 0,054 0,046 [0,041-0,051] PCLOSE 0,000 0,000 0,014 0,905
Hình 2a và 2b Mô hình nguyên nhân chuẩn hóa và không chuẩn hóa
Sử dụng dữ liệu gộp của các cấu trúc nhân tố
trên mẫu 1 để thiết lập mô hình tương quan Kiểm
tra giá trị ngoại lai bằng thống kê Cook’s Distance
có giá trị lớn nhất là 0,077 cho thấy dữ liệu không
có giá trị ngoại lai nghiêm trọng (ngưỡng xác định
là 4/600 = 0,0067) Các nhân tố độc lập và trung
gian trong mô hình được kiểm tra đa cộng tuyến
bằng hệ số phóng đại phương sai (VIF: Variance
Inflated Factor) có giá trị từ 1,01 đến 3,1 cho thấy
không có hiện tượng đa cộng tuyến quan trọng
Riêng biến H1, H2 và H6 có giá trị VIF cao từ
5,4-9,8 Mô hình tương quan cuối cùng trình bày tại
hình 2a & 2b với khả năng giải thích của các nhân
tố trong mô hình PHSC-AT, PUKBT, LDKP, BCSC và LVN theo thứ tự là 58%, 21%, 43%, 52% và 51%
Độ phù hợp của mô hình tốt (CMIN/DF=2,694; GFI=0,982; CFI=0,985; TLI=0,976; RMSEA=0,053 [90%CI: 0,035-0,072]; SRMR=0,0411) Phân tích
đa nhóm theo nghề nghiệp (bác sĩ, điều dưỡng,
kỹ thuật viên) để đánh giá độ ổn định, cho thấy
mô hình không có khác biệt hệ số hồi quy chuẩn hóa giữa các nhóm (p = 0,804) Đối với hệ số chặn, chỉ không có khác biệt giữa bác sĩ và điều dưỡng (p=0,091), nhưng có khác biệt khi phân tích
cả nhóm kỹ thuật viên Điều này có thể do ảnh hưởng của cỡ mẫu quá nhỏ ở nhóm này.
Trang 8Tác động gián tiếp của LDBV-PH đến LVN,
BCSC và LDKP với giá trị β tương ứng theo thứ tự
là 0,415; 0,552 và 0,222 Tác động gián tiếp của
CBBG-LK đến PUKBT với giá trị β tương ứng là
0,148.
Kiểm định chéo trên mô hình làm tổ giữa mẫu
1 và 2 cho thấy ảnh hưởng của LDBV-PH đến LVN
là không ổn định, không có khác biệt có ý nghĩa
thống kê trên mẫu 2 với p= 0,477 Thời gian làm
việc tại bệnh viện H1 cũng có tương quan đến
PUKBT ở mức trung gian (p=0,07) Hệ số hồi quy
giữa LDBV-PH đến PHSC-AT giảm có ý nghĩa trên
mẫu 2 nhưng giá trị β vẫn còn rất cao (từ 0,855 xuống 0,735; C.R = -3; p < 0,01) Riêng hệ số hồi quy từ LDBV-PH đến LVN giảm có ý nghĩa và còn rất nhỏ trên mẫu 2 (từ 0,223 xuống 0,029; C.R = -3; p < 0,01).
Bổ sung biến đánh giá chung về mức độ an toàn [E] vào mô hình, chỉ có LDBV-PH và LVN ảnh hưởng có ý nghĩa đến nhận định chung về mức
độ an toàn với hệ số β tương ứng là 0,19 và 0,17 Kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu trình bày tại bảng 4
Bảng 4 Kết quả kiểm định giả thuyết nghiên cứu về quan hệ nhân quả
Giả thuyết nghiên cứu β B S.E C.R p
Ghi chú: Giá trị beta và p trong ngoặc dành cho mẫu số 2
Điểm trung bình của các câu hỏi trong nhân
tố PUKBT khá thấp (mức trung bình < 3) so với
các nhân tố khác Đồng thời giá trị R 2 của nhân tố
này khá thấp (0,21) nên cần tìm yếu tố ảnh hưởng
khác ngoài mô hình nguyên nhân được đề nghị
từ nghiên cứu này Đây là điều cần lưu ý khi quyết
định triển khai các can thiệp trong thời gian tới.
Điểm yếu của nghiên cứu này là chỉ thực hiện
tại một điểm nghiên cứu của bệnh viện chuyên
khoa nhi, không đảm bảo tính đại diện cho bối
cảnh ngành y tế tại Việt Nam Dữ liệu còn vi phạm
giả định phân phối chuẩn đa biến Mô hình tương
quan giữa một vài cấu trúc trong mô hình chưa thật
sự ổn định khi kiểm định trên các mẫu khác nhau và
mẫu nghiên cứu còn nhỏ nên nhóm phải sử dụng
phương pháp kiểm định chéo trên mẫu có trùng lặp
50% số trường hợp với mẫu dùng đề thiết lập mô
hình Các cấu trúc bị loại từ mô hình do AHRQ giới
thiệu cần được xem xét lại về lý thuyết, nếu cơ sở lý thuyết vững có thể do chỉ định mô hình chưa phù hợp và có khả năng cần áp dụng mô hình nguyên nhân trong đo lường các cấu trúc này.
4 KẾT LUậN VÀ KIẾN NGHỊ 4.1 Kết luận
Mô hình đo lường được giới thiệu qua nghiên cứu này gồm 7 cấu trúc với 24 câu hỏi thành phần; đảm bảo giá trị cấu trúc, độ tin cậy, tính giá trị
và ổn định qua phân tích đa nhóm và kiểm định chéo Có 2 cấu trúc ghép so với mô hình được AHRQ giới thiệu là LDBV-PH và CBBG-LK.
LDBV-PH ảnh hưởng đến PHSC-AT và thông qua đó tác động đến LVN trong nội bộ khoa, BCSC
và LDKP CBBG-LK ảnh hưởng tích cực đến LDKP
và PUKBT Tác động trực tiếp từ LDBV-PH đến LVN nội bộ khoa không ổn định khi kiểm định chéo
Trang 9trên các mẫu khác nhau, nhưng tác động gián
tiếp thông qua PHSC-AT mạnh.
4.2 Kiến nghị
Cần điều chỉnh thang đo phù hợp bối cảnh
và kiểm định giá trị trước khi áp dụng trong các
chương trình can thiệp về VHATNB.
Các nhân tố LDBV-PH, CBBG-LK, PHSC-AT và
LDKP là những yếu tố quan trọng cần lưu ý trong
các chương trình can thiệp về VHATNB Các can
thiệp cần tập trung nhiều hơn vào các nội dung
liên quan nhân tố PUKBT.
VẤN ĐỀ Y ĐứC TRONG NGHIêN CứU
Đề cương nghiên cứu được Hội đồng Khoa
học và Đạo đức trong nghiên cứu Y sinh học Bệnh
viện Nhi Đồng 1 (mã số hội đồng: FWA00009748)
chấp thuận tại biên bản họp số 1027/BB-BVNĐ1
ngày 12-10-2018 Đối tượng phỏng vấn có quyền
từ chối hoặc đồng ý tham gia dựa trên đồng thuận
bằng lời tại thời điểm khảo sát Kết quả khảo sát
được bảo mật về thông tin cá nhân.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
1 Trần Nguyễn Như Anh (2015) Nghiên cứu
văn hóa an toàn người bệnh tại Bệnh viện Từ Dũ
Luận văn thạc sĩ kinh tế - Trường Đại học Kinh tế
TP Hồ Chí Minh.
2 Tăng Chí Thượng, Ngô Ngọc Quang Minh,
Võ Thanh Liêm, Nguyễn Thị Thoa, Nguyễn Minh
Phương, Huỳnh Thị Phượng, Lê Anh Tuấn, Trương
Cộng Hòa, Phạm Thanh Hải, Lê Huy Nguyễn Tuấn
(2016) Xây dựng phiên bản tiếng Việt bộ câu hỏi
khảo sát về văn hóa an toàn người bệnh của Cơ
quan Quản lý chất lượng và Nghiên cứu sức khỏe
Hoa Kỳ Y học TP Hồ Chí Minh, 20 (2): 239-246.
3 Tăng Chí Thượng, Ngô Ngọc Quang Minh,
Võ Thanh Liêm, Nguyễn Thị Thoa, Nguyễn Minh
Phương, Huỳnh Thị Phượng, Lê Anh Tuấn, Trương
Cộng Hòa, Phạm Thanh Hải, Lê Huy Nguyễn Tuấn
(2016) Khảo sát thực trạng văn hòa an toàn người
bệnh tại các bệnh viện trong Thành phố Hồ Chí
Minh Y học TP Hồ Chí Minh, 20 (2): 454-465.
4 Tăng Chí Thượng, Nguyễn Thanh Hùng, Lê
Bích Liên, Đào Trung Hiếu, Đỗ Văn Niệm, Ngô
Ngọc Quang Minh, Nguyễn Thị Cẩm Lệ, Nguyễn
Vũ Thanh Nhã, Đoàn Phương Tuyết Nhung (2014)
Khảo sát văn hóa an toàn người bệnh tại Bệnh
viện Nhi Đồng 1 năm 2012.
5 Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008) Chương XI Đánh giá độ tin cậy của thang
đo & Chương XII Phân tích nhân tố In: Phân tích
dữ liệu trên SPSS, tập 2: 13-41 NXB Hồng Đức.
6 Trương Đình Thái (2017) Chương 6 - Mô hình cấu trúc tuyến tính (trang 393-468), Chương
8 - Phân tích đa nhóm (trang 530-55) trong: Mô hình cấu trúc tuyến tính: Lý thuyết và ứng dụng Nhà xuất bản Đại học Quốc gia TP Hồ Chí Minh.
7 AHRQ (2016) Hospital Survey on Patient Safety Culture: User’s Guide.
8 AHRQ (2018) Hospital Survey on Patient Safety Culture: 2018 User Database Report
9 Joanne Campione, Theresa Famolaro (2018) Promising Practices for Improving Hospital Patient Safety culture The Joint Commission Journal on Quality and Patient Safety 2018; 44: 23-32.
10 The Health Foundation (2011) Evidence scane: Measuring Safety Culture.
11 Nikoloz Gambashidze, Antje Hammer, Mareen Brösterhaus, Tanja Manser (2017) Evaluation of psychometric properties of the German Hospital Survey on Patient Safety Culture and its potential for cross-cultural comparisons: a crosssectional study BMJ Open 2017;0:e018366 doi:10.1136/bmjopen-2017-018366
12 Jum C Nunnally and Ira H Bernstein (1993) Chapter 5 “Linear combinations, partial correlation, multiple correlation, and multiple regression” in: Psychometric theory (3rd edition), McGROW-HILL, INC (page 159-208: page 189).
13 Cláudia Tartaglia Reis, Josué Laguardia, Ana Glória Godoi Vasconcelos, Mônica Martins (2016) Reliability and validity of the Brazilian version of the Hospital Survey on Patient Safety Culture (HSOPSC): a pilot study Cad Saúde Pública 2016; 32(11):e00115614.
14 Scott Alan Smith, Naomi Yount and Joann Sorra (2017) Exploring relationships between hospital patient safety culture and Consumer Reports safety scores BMC Health Services Research (2017) 17:143 DOI 10.1186/s12913-017-2078-6.
15 Westat, Rockville, Joann Sorra, Veronica Nieva (2004) Hospital Survey on Patient Safety Culture Contract No 290-96-0004 AHRQ Publication No 04-0041.
16 Excel package tool và user-estimand được truy cập từ địa chỉ https://statwiki.com
Trang 10PHSC- AT
CBBG- LK
* p < 0.050 ** p < 0.010 *** p < 0.001