Kết luận thống kê về nhu cầu chăm sóc sức khỏe ở hải dương

Kết luận thống kê về nhu cầu chăm sóc sức
khỏe ở Hải Dương

Nguyễn Huyền Trang

Trường Đại học Khoa học Tự nhiên; Khoa Toán - Cơ - Tin học
Chuyên ngành: Lý thuyết xác suất và thống kê toán học
Mã số: 60 46 15
Người hướng dẫn: PGS.TS. Hồ Đăng Phúc
Năm bảo vệ: 2012

Abstract. Trình bày các vấn đề cơ bản về phương pháp phân tích hồi quy logistic và mô
hình hồi quy logistic bội. Giới thiệu phương pháp phân tích thống kê được dùng trong
nghiên cứu này là mô hình nhiều mức cho dữ liệu nhị phân, đặc biệt là mô hình hồi quy
logistic nhiều mức. Đưa ra các kết quả phân tích ảnh hưởng của các yếu tố kinh tế - xã
hội đến nhu cầu khám chữa bệnh tại nhà của hai nhóm đối tượng người trong độ tuổi lao
động và trẻ em dưới 16 tuổi và một số ý kiến về xây dựng và phát triển mô hình y tế gia
đình nhằm nâng cao chất lượng y tế cộng đồng.

Keywords. Lý thuyết xác suất; Thống kê Toán học; Chăm sóc sức khỏe; Hải Dương

Content.
LỜI NÓI ĐẦU
Thống kê toán học là công cụ nghiên cứu được sử dụng rộng rãi trong hầu
hết các ngành khoa học thực nghiệm nhất là trong y học, sinh học, xã hội học, kinh
tế và môi trường…Thống kê toán học giúp cho các ngành khoa học khám phá ra từ
các số liệu thực nghiệm các quy luật nội tại của các hiện tượng trong tự nhiên và
trong xã hội.
Các nghiên cứu về y tế cộng đồng cũng đòi hỏi sử dụng các công cụ của
thống kê toán học để giải đáp các câu hỏi liên quan đến hệ thống chăm sóc sức
khỏe toàn dân, đưa ra các bằng chứng giúp xây dựng các chủ trương, chính sách

liên quan đến mạng lưới cung cấp các dịch vụ chăm sóc sức khỏe, nâng cao hiệu
quả phục vụ của hệ thống y tế.
Nghiên cứu này có mục đích đánh giá các yếu tố ảnh hưởng đến nhu cầu
khám chữa bệnh tại nhà đối với hai nhóm đối tượng người trong độ tuổi lao động
và trẻ em dưới 16 tuổi, thông qua việc áp dụng mô hình hồi quy logistic nhiều mức
– phương pháp thống kê hiện đại đang được sử dụng rộng rãi trong nghiên cứu ở
nhiều nước trên thế giới và bước đầu được sử dụng tại Việt Nam.
Luận văn “ Kết luận thống kê về tình hình chăm sóc sức khỏe ở Hải Dương”
bao gồm 3 chương và danh mục tài liệu tham khảo.
Chương 1 trình bày các vấn đề cơ bản về phương pháp phân tích hồi quy
logistic và mô hình hồi quy logistic bội.
Chương 2 giới thiệu phương pháp phân tích thống kê được dùng trong
nghiên cứu này là mô hình nhiều mức cho dữ liệu nhị phân, đặc biệt là mô hình hồi
quy logistic nhiều mức.
Dựa trên cơ sở lý thuyết của hai chương đầu, Chương 3 đưa ra các kết quả
phân tích ảnh hưởng của các yếu tố kinh tế - xã hội đến nhu cầu khám chữa bệnh
tại nhà của hai nhóm đối tượng người trong độ tuổi lao động và trẻ em dưới 16
tuổi. Phần cuối của chương 3 đưa ra một số ý kiến về xây dựng và phát triển mô
hình y tế gia đình nhằm nâng cao chất lượng y tế cộng đồng.
Chương 1. Phương pháp phân tích hồi quy logistic
Trong nghiên cứu y khoa và khoa học thực nghiệm nói chung thường có nhu
cầu phân tích mối quan hệ giữa một (hay nhiều ) yếu tố nguy cơ và khả năng xảy
ra một sự cố(biến cố) nào đó. Trong các nghiên cứu này đối tượng phân tích
thường được thể hiện qua các biến số nhị phân, tức là có/ không, mắc bệnh/ không
mắc bệnh, chết/ sống, ….Yếu tố nguy cơ có thể là các biến số liên tục, các biến nhị
phân hay các biến mang đặc tính thứ bậc.
Vấn đề đặt ra cho các nghiên cứu dạng này là làm cách nào để ước tính mức
độ liên quan giữa yếu tố nguy cơ và khả năng xảy ra sự cố. Các phương pháp phân
tích như mô hình hồi quy tuyến tính không thể áp dụng được bởi vì biến phụ thuộc
không phải là biến liên tục mà là biến nhị phân. Phương pháp phổ biến nhất sử

dụng để phân tích các dữ liệu với các biến phản ứng lưỡng phân là hồi quy
Logistic.
1. Số chênh và tỷ số chênh
Số chênh của một số sự kiện xảy ra được định nghĩa là tỉ số của số lần xảy ra
sự kiện và số lần không xảy ra sự kiện.
Tỷ số chênh là tỷ số của hai số chênh. Tỷ số này gần 1 thì hai nhóm không
có sự khác biệt. Ngược lại tỷ số chênh này càng xa 1 thì càng thể hiện sự khác biệt
giữa hai nhóm.
2. Hồi quy Logistic
Phân tích hồi quy nghiên cứu mối quan hệ phụ thuộc của một biến (gọi là
biến phụ thuộc hoặc biến được giải thích) với một hay nhiều biến khác (được gọi
là biến độc lập hay biến giải thích). Chúng ta sử dụng các ký hiệu sau:
•
Y
là biến phụ thuộc (hay biến được giải thích);
•
i
X
là biến độc lập (hay biến giải thích thứ i).
Một trong nhiều vấn đề mà phân tích hồi quy giải quyết là ước lượng giá trị
trung bình của biến phụ thuộc ứng với giá trị đã cho của biến độc lập
 
i
E Y X
.
Nói chung,
 
i
E Y X
là một hàm của

i
X
sao cho:
 
i
E Y X
=
 
i
fX

 
i
fX
được gọi là hàm hồi quy tổng quát.
Hồi quy logistic là hồi quy phi tuyến trong đó biến độc lập là định tính
hoặc định lượng, biến phụ thuộc là nhị phân.
Vấn đề được đặt ra là: “Trong trường hợp biến phụ thuộc
Y
là nhị phân thì
hàm hồi quy
 
x

phải có dạng như thế nào?”.
Định nghĩa . Hàm hồi quy logistic đơn của hai biến X và Y có dạng

 
01
01

1
X
X
e
E Y X
e






(2.1)
Trong đó,
•
0

là hệ số tự do (hay hệ số chặn),
•
1

là hệ số dốc,
• X là biến độc lập, Y là biến phụ thuộc.
Định nghĩa . Phép biến đổi sau được gọi là phép biến đổi logit:
 
 
 
ln
1
x

gx
x







(2.12)
Nhận xét:
+
 
01
g x x


là hàm tuyến tính của
x
với
 
,x   

+
 
01x


với mọi giá trị của
x

+ Giả sử giá trị quan sát y của biến phụ thuộc
Y
có dạng
 
yx


, trong đó


gọi là sai số (hiệu giá trị quan sát và kì vọng có điều kiện của biến phụ thuộc).
Khi đó

nhận hai giá trị sau:
 Nếu
1y 
thì
 
1 x


với xác suất
 
x

,
 Nếu y = 0 thì
 
x



với xác suất
 
1 x


.
Từ đó,

có phân phối nhị thức với
 
0E


và
       
ar ar . 1V V Y x x
  
  



3. Mô hình hồi quy Logistic
Xét biến phụ thuộc là biến nhị phân
Y
và
k
biến độc lập
12

, , ,
k
X X X
.
Muốn dự đoán tần suất xuất hiện giá trị 1 của biến
Y
theo các biến độc lập, có thể
lập phương trình hồi quy:
Tần suất = a
1
X
1
+ a
2
X
2
+…+ a
k
X
k
+ b.
Hạn chế của mô hình trên: tần suất ở vế trái chỉ nhận các giá trị lớn hơn 0
nhỏ hơn 1 trong khi vế phải có thể nhận giá trị âm dương bất kì.
1 1 2 2
log
1
kk
p
a X a X a X b
p


    




3.1. Ước lượng các tham số của mô hình hồi quy logistic
Việc ước lượng các tham số của mô hình bằng phương pháp hợp lý cực đại
được thực hiện theo quy trình như sau:
a. Theo (1.1) ta có
 
 
1P Y x x


, do đó có
 
 
01P Y x x

  
. Như
vậy
Y
nhận giá trị 1 với xác suất bằng
 
i
x

và nhận giá trị 0 với xác suất bằng

 
1
i
x


,
1, ,in
.
Với mỗi cặp
 
,
ii
xy
,
1, ,in
, đặt
b. Với mẫu n quan sát độc lập ,i =1,…,n ta thành lập hàm hợp lý có
dạng (2.13)
Lấy logarit hàm hợp lý (2.13) ta nhận được hàm số có dạng
(2.14)
c. Lấy đạo hàm của hàm L(β ) theo và ta có hệ phương trình hợp lý:
(2.15)
d. Giải hệ (2.15) ta có nghiệm của hệ phương trình hợp lý là ước lượng hợp
lý cực đại của các tham số . Ta ký hiệu là ước lượng hợp lý cực đại
của β.
3.2. Kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy logistic
3.2.1. Kiểm định tỷ số hàm hợp lý
Định nghĩa. Độ lệch của mô hình hồi quy logistic, ký hiệu là D, có dạng
(2.16)

Định nghĩa. Hiệu độ lệch của hai mô hình không có biến độc lập và có biến độc
lập được gọi là tiêu chuẩn tỷ lệ hợp lý, ký hiệu là G:
G =D (mô hình không có biến độc lập) – D (mô hình có biến độc lập).
Ta kiểm tra sự phù hợp của mô hình hồi quy logistic đơn bằng các kiểm định
giả thuyết H: .
Định lý. Khi giả thuyết β
1
= 0 đúng thì tiêu chuẩn thống kê G có phân phối
tiệm cận phân phối χ 2 với bậc tự do bằng 1.
Theo hiệu lực của định lý trên, để thực hiện kiểm định sự phù hợp của mô
hình hồi quy logistic đơn ta có thể tiến hành so sánh α với mức ý nghĩa α
0
cho
trước (thường được ấn định bằng 0.001 hoặc bằng 0.05)
- Nếu α
0
≤α , ta bác bỏ H (với mức ý nghĩa α
0
)
- Nếu α
0
>α , ta chấp nhận H (với mức độ tin cậy 100( 1−α
0
)%)
3.2.2. Kiểm định theo tiêu chuẩn Wald
Định nghĩa 2.2.5. Tiêu chuẩn thống kê Wald là tỷ số

Với là giá trị ước lượng của tham số theo phương pháp ước lượng hợp lí cực
đại, là sai số chuẩn của ước lượng .
Định lý 2.2.2. Với giả thuyết thì tiêu chuẩn thống kê W có phân phối tiệm

cận chuẩn N(0.1)
Với định lí trên phép kiểm định theo tiêu chuẩn Wald với giả thuyết H:
có thể thực hiện so sánh α với giá trị cho trước:
+ Nếu ta bác bỏ H (với mức ý nghĩa )
+ Nếu ta chấp nhận H ( với độ tin cậy )
4. Mô hình hồi quy Logistic bội
Định nghĩa: Mô hình hồi quy Logistic bội có dạng:

Trong một số trường hợp biến độc lập là rời rạc hoặc là biến định tính để
đưa những biến này vào mô hình ta sử dụng phương pháp thiết kế biến (hay lập
biến giả).
Bảng thiết kế biến giả đối với biến nhận nhiều giá trị
1
D 

1
Khi tương ứng với khả năng thứ nhất
0
Khi không tương ứng với khả năng thứ nhất
2
D 

1
Khi tương ứng với khả năng thứ hai
0
Khi không tương ứng với khả năng thứ hai
…
…

1k

D



1
Khi tương ứng với khả năng thứ k-1
0
Khi không tương ứng với khả năng thứ k-1

4.1. Ước lượng mô hình hồi quy Logistic bội
Quy trình tiến hành ước lượng vectơ hệ số của mô hình được thực hiện như sau:
a. Lập hàm hợp lí và logarit hàm hợp lí của mẫu n có dạng:


b. Đạo hàm logarit hàm hợp lí theo tham số ta có hệ phương
trình hợp lí gồm phương trình:

c. Giải hệ phương trình hợp lí trên ta có nghiệm là ước lượng hợp lí cực đại của
vectơ hệ số , kí hiệu là .
4.2. Kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy logistic bội
Để kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy logistic bội, ta tiến hành việc
kiểm định giả thuyết H: .
4.2.1. Kiểm định tỷ số hàm hợp lý
Định lý 2.2.3. Nếu giả thuyết H đúng thì đại lượng thống kê G có phân phối tiệm
cận phân phối χ 2 với p bậc tự do.
Theo hiệu lực của định lý trên, để thực hiện kiểm định sự phù hợp của mô
hình hồi quy logistic bội ta có thể tiến hành so sánh với mức ý nghĩa cho
trước:
+ Nếu ta bác bỏ H (với mức ý nghĩa )
+ Nếu ta chấp nhận H ( với độ tin cậy )

4.2.2. Kiểm định theo tiêu chuẩn Wald
Định nghĩa: Trong mô hình hồi quy Logistic bội, tiêu chuẩn thống kê Wald xác
định như sau:

Trong đó, ma trận X:

Còn ma trận V:

Ta có định lí sau:
Định lí: Khi giả thuyết H đúng thì thống kê W có phân phối tiệm cận với phân phối
với bậc tự do.
Phép kiểm định theo tiêu chuẩn Wald trong mô hình hồi quy Logistic bội được
thực hiện so sánh với mức ý nghĩa cho trước:
+ Nếu ta bác bỏ H (với mức ý nghĩa )
+ Nếu ta chấp nhận H ( với độ tin cậy )
5. Ý nghĩa hệ số của mô hình hồi quy Logistic
+ Mô hình có biến độc lập nhị phân
Trong khuôn khổ của luận văn này chỉ xem xét trườg hợp biến độc lập X
lưỡng phân nhận hai giá trị 0 và 1. Khi đó ta có bảng giá trị hồi quy của mô hình
như sau,
Bảng giá trị hồi quy Logistic với biến độc lập nhị phân

1X 

0X 

1Y 

 
01

01
1
1
e
e








 
0
0
0
1
e
e






0Y 

 
01

1
1
1 e






 
0
1
0
1 e





Tổng
1,0

1,0


Ta có khoảng ước lượng của
1

với độ tin cậy
 

100 1 %


là
   
 
1 2 1 1 2 1
ˆ ˆ ˆ ˆ ˆ ˆ
;Z SE Z SE

   


Do đó khoảng ước lượng của tỷ số chênh với độ tin cậy
 
100 1 %


là
   
 
1 2 1 1 2 1
ˆ ˆ ˆ ˆ ˆ ˆ
;
Z SE Z SE
ee

   


+ Mô hình có biến độc lập nhận nhiều giá trị.
Bảng hệ số hồi quy logistic cho biến độc lập nhận nhiều giá trị


12
1, 0DD

12
0, 1DD

12
0, 0DD

1y 

 
01
01
1,0
1
j
j
e
e









 
02
02
0,1
1
j
j
e
e








 
0
0
0,0
1
e
e







0y 

 
01
1
1,0
1
j
e






 
02
1
0,1
1
j
e






 
0
1
0,0
1 e





Tổng
1.0

1.0

1.0


Vậy khoảng ước lượng của tỷ số chênh
 
.,.

với độ tin cậy
 
100 1 %


là:
   
 

22
ˆ ˆ ˆ ˆ ˆ ˆ
;
ju ju ju ju
Z cSE Z cSE
ee

   

với
1,2u 
.
+ Mô hình có biến độc lập liên tục.
Log tỷ số chênh khi
x
thay đổi c đơn vị là
   
1
g x c g x c

  
, từ tỷ số chênh
   
1
,
c
c x c x e




ta có khoảng ước lượng của tỷ số chênh
 
c

với độ tin cậy
 
100 1 %


là
   
 
22
ˆ ˆ ˆ ˆ ˆ ˆ
;
ju ju ju ju
Z cSE Z cSE
ce ce

   

.
Chương 2. Mô hình nhiều mức cho dữ liệu nhị phân
2.1. Mô hình tuyến tính nhiều mức
Mô hình nhiều mức có thể được xem xét như một hệ thống có thứ bậc các
công thức hồi quy,
ij 0 1 ij ijj
y x u e

   

, (1)
trong đó
ij
y
là biến kết quả cho đơn vị thứ i của mức 1 và đơn vị thứ j của mức 2,
0

là hệ số chặn,
ij
x
là biến giải thích,
1

là hệ số dốc,
j
u
là ảnh hưởng ngẫu nhiên
của những biến đổi ngẫu nhiên ở mức 2, và
ij
e
là ảnh hưởng ngẫu nhiên mức 1.
Các tham số cho ảnh hưởng ngẫu nhiên thỏa mãn
0
j ij
E u E e
   

   
,
 

2
ar
ju
vu


,
 
2
ar
ij e
ve


,
 
c ov , 0
j ij
ue 
và
 
'
cov , 0
j
j
uu 
với
'
jj
. Mối

tương quan nội tại thu được từ biểu thức
 
2 2 2
u u e
   

.
Ta tiếp tục mở rộng mô hình 2 mức đơn giản thành mô hình 3 mức với hệ số
ngẫu nhiên,
ijk 0 1 ijk 1 ijk 0 0 0ijkjk k jk
y x u x v u e

     
, (2)
Trong đó k chỉ số mức 3,
0k
v
và
0 jk
u
là hệ số chặn ngẫu nhiên cho mức 3 và mức
2, tương ứng với
ijk
x
là biến giải thích được quan sát ở mức 1 và
1 jk
u
là ảnh hưởng
ngẫu nhiên của
ijk

x
ở mức 2. Các tham số khác trong mô hình thỏa mãn
 
0 0 0
0
k jk ijk
E v E u E e
   
  
   
,
 
2
00
ar
kv
vv


,
 
2
00
ar
jk u
vu


,
 

2
11
ar
jk u
vu


,
 
2
00
ar
ijk e
ve


và
 
0 1 01
cov ,
jk jk u
uu


.
2. 2. Mô hình nhiều mức cho dữ liệu nhị phân
Mô hình hồi quy hai mức cho biến phụ thuộc nhị phân được viết thành:
 
01
log 1

ij ij ij j
p p x u


   

, (3)
trong đó
j
u
là ảnh hưởng ngẫu nhiên ở mức 2. Trong mô hình trên,
j
u
và
ij
y
được
giả định là độc lập với nhau. Cũng như trong mô hình tuyến tính nhiều mức,
j
u
được giả thiết có phân phối chuẩn với kì vọng 0 và phương sai
2
u

. Mô hình (3)
thường được mô tả dưới dạng khác của mô hình nhiều mức cho bởi phương trình
(4) và (5),
 
01
log 1

ij ij j ij
p p x


  

(mô hình mức 1) (4)
00jj
u


( mô hình mức 2) (5)
Mô hình nhiều mức cho biến phụ thuộc nhị phân cũng có thể diễn giải thông
qua khái niệm biến ẩn. Giả sử tồn tại một biến ẩn
*
ij
y
phụ thuộc vào
ij
y
một cách
liên tục. Ta chỉ quan sát trực tiếp được biến phụ thuộc nhị phân
ij
y
chứ không phải
*
ij
y
. Tuy nhiên, ta biết
*

0
ij
y 
nếu
1
ij
y 
và
*
0
ij
y 
nếu
1
ij
y 
. Mô hình nhiều mức
cho
*
ij
y
tương đương với (3) có thế viết như sau:
*
01ij ij j ij
y x u e

   
(6)
Phương trình (9) mô tả mô hình 3 mức với một biến giải thích duy nhất có
cả ảnh hưởng hỗn hợp và ảnh hưởng ngẫu nhiên,

 
0 1 1 0 0
log 1
ijk ijk ijk jk ijk k jk
p p x u x v u


     

(9)
trong đó
,ij
và
k
tương ứng với các chỉ số mức 1, 2 và 3;
0k
v
và
0 jk
u
là hệ số chặn
ngẫu nhiên ở mức 3 và mức 2, và
1 jk
u
là hệ số dốc ngẫu nhiên của biến giải thích
ijk
x
. Phương trình (9) là mô hình gộp, có thể được mô tả lại bằng hệ phương trình
nhiều mức sau:
 

01
log 1
ij ij jk jk ij
p p x


  

( mô hình mức 1)
0 0 0jk k jk
u


(mô hình mức 2)
1 1 1jj
u


(mô hình mức 2)
0 0 0kk
v


(mô hình mức 3)
Chương 3: Kết luận thống kê về nhu cầu chăm sóc sức khỏe ở Hải Dương
3.1. Mô tả số liệu
Bộ số liệu được đưa vào nghiên cứu bao gồm:
+ Tập số liệu mẫu 1: điều tra về nhu cầu chăm sóc sức khỏe tại nhà của người
lớn trong độ tuổi lao động (16 – 60 tuổi).
+ Tập số liệu mẫu 2: điều tra về nhu cầu chăm sóc sức khỏe tại nhà dành cho trẻ

em dưới (16tuổi)- Phỏng vấn người chăm sóc trẻ.
3.2. Phân tích số liệu mẫu số 1
Nhu cầu khám và điều trị bệnh tại nhà của những người trong độ tuổi lao động.
Để phân tích ảnh hưởng của các nhân tố (các biến độc lập) lên nhu cầu khám
bệnh tại nhà của những người trong độ tuổi lao động, chúng ta sử dụng bộ số liệu 1
để xây dựng một mô hình hồi quy logistic nhiều mức với biến phụ thuộc là
khamtainha, nhận giá trị bằng 1 nếu đối tượng có nhu cầu khám bệnh tại nhà ,
bằng 0 nếu ngược lại. Các biến độc lập được đưa vào mô hình bao gồm: namgioi,
thanhpho, mantinh, mantinhgd, thanhnien, cao nien, caotuoi, muchu, tieuhoc,
thphothong, cddaihoc, docthan, lydigoa, congnhan, canbo, hocsinh, laodongtudo,
thatnghiep, thunhapthap, thunhapkha, nguoilon, nguoigia, treem, coom2t,
dakhamtainha, dakhamtunhan, dakhamyte, dakhambvhuyen, dakhambvtinh,
datudtri, dakdtri, coBHYT.
Ta có thể phán đoán rằng ảnh hưởng của các nhân tố lên nhu cầu khám bệnh
tại nhà phụ thuộc rất nhiều vào điều kiện của từng hộ gia đình. Do vậy cần sử dụng
mô hình hồi quy logistic nhiều mức để đánh giá được tác động của đặc trưng riêng
của các hộ gia đình lên quy luật cần nghiên cứu. Tại đây chúng ta sẽ dùng mô hình
logistic 2 mức với đơn vị mức 1 là các cá nhân, đơn vị mức 2 là các hộ gia đình.
Trong bộ số liệu 1 có 1918 quan sát ứng với các cá nhân được điều tra trong
tổng số … hộ gia đình. Số nhân khẩu tối thiểu trong mỗi hộ gia đình là 1, tối đa là
28, trung bình là … Tỷ lệ các đối tượng có nhu cầu khám bệnh tại nhà là 30,24%.
Kết quả phân tích hồi quy logistic 2 mức (cá nhân và hộ gia đình) với biến
phụ thuộc là khamtainha, các biến độc lập là: namgioi, thanhpho, mantinh,
mantinhgd, thanhnien, cao nien, caotuoi, muchu, tieuhoc, thphothong, cddaihoc,
docthan, lydigoa, congnhan, canbo, hocsinh, laodongtudo, thatnghiep,
thunhapthap, thunhapkha, nguoilon, nguoigia, treem, coom2t, dakhamtainha,
dakhamtunhan, dakhamyte, dakhambvhuyen, dakhambvtinh, datudtri, dakdtri,
coBHYT được cho trong các Bảng 1, 2, 3.
Bảng 3.2.1(phân tích 1 201205)
Từ Bảng 1 ta thấy các yếu tố dakhamtainha, dakhamtunhan, dakhamyte,

dakhambvhuyen, thanhpho, thunhapkha, laodongtudo, canbo ảnh hưởng một cách
có ý nghĩa thống kê lên nhu cầu khám bệnh tại nhà, vì có các xác suất ý nghĩa nhỏ
hơn 5%, và các khoảng tin cậy tương ứng không chứa 1. Các yếu tố khác không có
ảnh hưởng đáng kể vì có xác suất ý nghĩa lớn hơn 5%.
Cụ thể, những người đã bị ốm và đã từng đi khám ở các cơ sở khám chữa
bênh tại bệnh viện huyện, cơ sở y tế tư nhân, trạm y tế xã hoặc từng khám tại nhà
đều có nguyện vọng được sử dụng dịch vụ khám tại nhà cao hơn các đối tượng
chưa sử dụng các dịch vụ khám bệnh kể trên. Điều đó thể hiện ở chỗ các biến
dakhamtainha, dakhamtunhan, dakhamyte, dakhambvhuyen có các hệ số chênh
tương ứng bằng 3.870544; 16.14567; 1.703614; 2.176658, tất cả đều khác 1 một
cách có ý nghĩa, vì có các xác suất ý nghĩa tương ứng bằng 1,2%; 0%; 2,6%;
2,1%. Có thể nói so với những người chưa sử dụng các dịch vụ khám bệnh kể trên
thì những người đã từng sử dụng dịch vụ khám tại nhà, khám tại trạm y tế, khám tư
nhân, khám tại bệnh viện huyện có nhu cầu được sử dụng dich vụ khám bệnh tại
nhà cao gấp 3,87; 16,15; 1,70; 2,18 lần.
Hiện tượng trên có thể được giải thích như sau: Việc đi khám tư nhân giá
dịch vụ cao nhưng phần nào chưa đáp ứng được nhu cầu của người bệnh, dịch vụ
khám tại nhà do các cơ sở y tế công lập cung cấp có thể có chi phí không quá cao
so với khám tư nhân mà chất lượng dịch vụ được đảm bảo. Mặt khác, nhìn chung
hiện nay do sự quá tải tại các cơ sở y tế nên việc phải chờ đợi được khám chữa
bệnh tại các cơ sở y tế công lập tốn rất nhiều thời gian của người bệnh thậm chí cả
những người thân của họ, chất lượng dịch vụ khám chữa bệnh vì thế phần nào chưa
được đảm bảo, do vậy nhu cầu khám bệnh tại nhà là cao hơn tại nhóm các đối
tượng đã từng khám bệnh tại các cơ sở y tế đó.
Khi nhìn vào các biến nghề nghiệp thì những người làm cán bộ có nhu cầu
khám tại nhà thấp hơn, chưa bằng 50%, so với nhu cầu khám tại nhà của nhóm
chứng( nhóm nông dân), có thể là do họ được hưởng chế độ bảo hiểm và chế độ
khám sức khỏe định kì hàng năm của các công ty và cơ quan.
Về ảnh hưởng của thu nhập bình quân của gia đình lên nhu cầu khám bệnh
tại nhà, ta thấy những người có thu nhập bình quân gia đình thấp và thu nhập bình

quân gia đình trung bình có nhu cầu khám tại nhà gần như nhau. Trong khi đó, so
với những người có bình quân thu nhập gia đình trung bình, những người có thu
nhập khá có nhu cầu khám sức khỏe tại nhà cao hơn gấp 2,25 lần. Điều này có thể
do điều kiện kinh tế của những người này cho phép họ sẵn sàng chi trả phí dịch vụ
chăm sóc sức khỏe tại nhà hơn những người có thu nhập trung bình.
Bảng 3.2.2(phantich 120120102)
Từ Bảng 3.2.1 và Bảng 3.2.2 chúng ta nhận thấy tuy cùng là các địa bàn nằm
trong khu vực thành phố Hải Dương nhưng rõ ràng nhu cầu chăm sóc sức khỏe tại
nhà của những người thuộc phường Trần Phú cao hơn gấp 5 lần so với những
người ở xã Tân Hưng. Điều này có thể do vị trí địa lí và điều kiện kinh tế xã hội
khác biệt của hai xã, phường này. Phường Trần Phú thuộc khu vực nội thành, gần
các khu công nghiệp và nhiều nhà máy, điều kiện kinh tế tốt hơn do phần lớn
người dân là cán bộ công nhân viên chức. Xã Tân Hưng nằm ở khu vực ngoại
thành, dân cư chủ yếu là nông dân và lao động tự do. Ngoài ra, phần đông người
dân trong khu vực nội thành làm việc trong giờ hành chính nên việc bố trí thời gian
đi khám bệnh tại các cơ sở y tế công lập gặp một số khó khăn, họ sẵn sàng chi trả
cho dịch vụ khám bệnh tại nhà. Còn dân cư thuộc khu vực ngoại thành đa số là
nông dân nên việc thu xếp thời gian để đi khám bệnh tại các cơ sở y tế công trong
giờ hành chính không quá ảnh hưởng tới công việc của họ.
Bên cạnh đó, các Bảng 3.2.1 và Bảng 3.2.2 còn cho thấy những người lao
động tự do có nhu cầu khám chữa bệnh tại nhà thấp hơn, chỉ bằng khoảng 32%, so
với nhu cầu của nông dân. Điều đó có thể do đặc điểm của người lao động tự do
không làm việc tĩnh cố định tại một nơi, mà thường thay đổi nay đây mai đó nên có
nhu cầu khám bệnh tại nhà thấp. Mặt khác một phần những người lao động tự do là
dân buôn bán, hoạt động kinh doanh hoặc giao tiếp của họ có thể diễn ra ngay tại
nơi cư trú nên họ không sẵn sàng mời bác sĩ đến khám bệnh tại nhà.
Bảng 3.2. 3( 2201205) chỉ ra sai số tiêu chuẩn của hệ số chặn trong mô hình hồi
quy bằng 2,822 với khoảng tin cậy
 
2,37;3,36

(xác suất ý nghĩa
0,00p 
) cho
biết độ biến động về nhu cầu khám bệnh tại nhà giữa các hộ gia đình là thực sự
khác 0. Điều đó cho thấy nhu cầu khám bệnh tại nhà của các hộ gia đình rất khác
nhau.
(Điều trị tại nhà)
Trên cùng bộ số liệu 1 ta đi phân tích ảnh hưởng của các nhân tố khác nhau đến
nhu cầu điều trị tại nhà. Mô hình hồi quy logistic 2 mức với biến phụ thuộc là
dtritainha , nhận giá trị bằng 1 nếu đối tượng có nhu cầu khám bệnh tại nhà , bằng
0 nếu ngược lại. Các biến độc lập được đưa vào mô hình giống các biến độc lập
trong mô hình hồi quy logistic 2 mức cho biến phụ thuộc khamtainha.
Các kết quả phân tích được thể hiện trong Bảng 3.2.4. Từ Bảng 3.2.4 ta thấy các
yếu tố dakhamyte, dakhamtunhan, dakhamtainha, coom2t, thunhapthap,
conguoigia, thanhpho ảnh hưởng một cách có ý nghĩa thống kê lên nhu cầu điều trị
tại nhà, vì có các xác suất tương ứng là 0,0%; 0,0%; 0,6%; 2,3%; 0,0%;1,5%;
0,0%, nhỏ hơn 5% và các khoảng tin cậy không chứa 1. Các yếu tố khác không có
ảnh hưởng đáng kể vì có xác suất ý nghĩa lớn hơn 5%.
Cụ thể, những người từng điều trị tại trạm y tế, điều trị tư nhân hay đã từng sử
dụng dịch vụ điều trị tại nhà có nhu cầu sử dụng dịch vụ điều trị tại nhà cao hơn
hẳn những người chưa từng điều trị tại các cơ sở y tế nói trên. Điều này được thể
hiện thông qua tỷ số chênh của các biến dakhamyte, dakhamtunhan, dakhamtainha
tương ứng là 4,260; 6,691; 4,057, tất cả đều khác 1 một cách có ý nghĩa.
Điều này có thể được lí giải như sau: những người đã từng sử dụng dịch vụ điều trị
tại nhà hài lòng với chất lượng dịch vụ và sẵn sàng tiếp tục sử dụng dịch vụ. Như
vậy dịch vụ điều trị tại nhà đáp ứng nhu cầu của người bệnh. Đối với những người
đã từng điều trị bệnh tại trạm y tế xã và điều trị tư nhân, nhu cầu điều trị tại nhà
cũng cao hơn hẳn có thể do ở hai địa điểm đó chất lượng chữa bệnh không thật đáp
ứng được mong muốn của người bệnh. Chính vì vậy họ mong muốn sử dụng dịch
vụ điều trị tại nhà do các cơ sở y tế công lập cung cấp. Hình thức điều trị tại nhà

phần nào có thể ưu thế hơn so với điều trị tại trạm y tế xã, điều trị tư nhân. Trong
khi đó, chữa bệnh tại bệnh viện tỉnh và bệnh viện huyện có chất lượng cao hơn,
đáp ứng được nhu cầu điều trị của bệnh nhân nên những người đã từng khám bệnh
tại bệnh viện tỉnh, huyện không thể hiện có nhu cầu chữa bệnh tại nhà thực sự
khác biệt so với các đối tượng khác.
Những người có sự kiện ốm đau trong khoảng thời gian 2 tháng trước khi điều tra
có nhu cầu sử dụng dịch vụ điều trị tại nhà thấp, chỉ bằng 52,03% so với những
người không ốm trong thời gian đó. Điều này có thể do những người ốm trong
khoảng 2 tháng đã sử dụng dịch vụ chữa bệnh tại các cơ sở y tế và họ đã được
chữa trị khỏi bệnh, nên họ không thấy nhu cầu được điều trị tại nhà là thật cần
thiết.
Xét đến khía cạnh kinh tế của các hộ gia đình, những người có thu nhập thấp
thường thuộc diện người nghèo của xã, phường, họ không có BHYT; việc điều trị
bệnh tại các phòng khám tư nhân chi phí khá cao, còn điều trị tại các bệnh tuyến
huyện và tỉnh mà không có BHYT thì không làm giảm chi phí một cách đáng kể,
nên họ nghĩ việc mời bác sĩ tại các cơ sở y tế công lập đến nhà chữa trị bệnh tiện
hơn, không mất nhiều thời gian đi lại và chờ đợi trong khi chi phí điều trị ngang
nhau. Chính vì vậy trong Bảng 3.2.4 ta thấy tỷ số chênh tương ứng với biến
thunhapthap là 3,256 và xác suất ý nghĩa là 0,0%.
Khi nhìn vào cấu trúc gia đình, những hộ gia đình có người già có nhu cầu điều trị
bệnh tại nhà bằng 50,87% so với những gia đình không có người già. Nhu cầu điều
trị tại nhà của những gia đình có người già thấp có thể do ảnh hưởng tâm lý chung
của người Á Đông . Các đối tượng được điều tra trong bộ số liệu này là những
người đang trong độ tuổi lao động, những người cao tuổi trong gia đình thường là
ông bà, cha mẹ của họ. Do vậy họ ngại việc điều trị bệnh cho bản thân tại nhà ảnh
hưởng đến tâm tư, tình cảm của người già. Mặt khác, tâm lý giấu bệnh của người
bệnh đối với gia đình khiến họ không muốn sử dụng dịch vụ điều trị tại nhà.
Cũng như trong phân tích ảnh hưởng của các nhân tố đến nhu cầu khám bệnh tại
nhà, nhu cầu điều trị bệnh tại nhà cũng chịu ảnh hưởng của nhân tố thành phố-
nông thôn. Nhu cầu điều trị tại nhà của người thành phố cao hơn gấp 5,45 lần so

với nhu cầu điều trị tại nhà của người sống ở khu vực nông thôn. Điều này chúng
ta có thể lí giải giống như trong phân tích nhu cầu khám bệnh tại nhà. Điều kiện
kinh tế, xã hội của dân thành phố cho phép họ sẵn sàng chi trả và sử dụng dịch vụ
điều trị tại nhà.
Bảng 3.2.5 chỉ ra sai số tiêu chuẩn của hệ số chặn trong mô hình hồi quy bằng
2,663 với khoảng tin cậy
 
2,22;3,19
(xác suất ý nghĩa
0,00p 
) cho biết độ biến
động về nhu cầu điều trị bệnh tại nhà giữa các hộ gia đình là thực sự khác 0. Điều
đó cho thấy nhu cầu điều trị bệnh tại nhà của các hộ gia đình rất khác nhau.
3.3. Phân tích mẫu số liệu 2
Nhu cầu khám và điều trị tại nhà của trẻ em (dưới 16 tuổi)
Để phân tích ảnh hưởng của các nhân tố (các biến độc lập) lên nhu cầu khám
chữa bệnh tại nhà của trẻ em dưới 16 tuổi, chúng ta sử dụng bộ số liệu 2 để xây
dựng một mô hình hồi quy logistic nhiều mức với biến phụ thuộc là
khamtretainha, hoặc dieutritainha, nhận giá trị bằng 1 nếu đối tượng có nhu cầu
khám bệnh tại nhà , bằng 0 nếu ngược lại. Các biến độc lập được đưa vào mô hình
bao gồm kham6thang, kham2nam, khong kham, kham gannhat, methatnghiep,
melaodongtudo, mecanbo, mecongnhan, bothatnghiep, laodongtudo, bocanbo,
bocongnhan, namgioi, coBHYT, dakhamtainha, dakhamtunhan, dakhamyte,
dakhambvhuyen, dakhambvtinh, datudtri, dakdtri, mantinhgd, mantinhtre,
treom2thang, thanhpho, duoi5t.
Ta có thể phán đoán rằng ảnh hưởng của các nhân tố lên nhu cầu khám bệnh
tại nhà phụ thuộc rất nhiều vào điều kiện của từng hộ gia đình. Do vậy cần sử dụng
mô hình hồi quy logistic nhiều mức để đánh giá được tác động của đặc trưng riêng
của các hộ gia đình lên quy luật cần nghiên cứu. Tại đây chúng ta sẽ dùng mô hình
logistic 2 mức với đơn vị mức 1 là các cá nhân, đơn vị mức 2 là các hộ gia đình.

Trong bộ số liệu 2 có 828 quan sát ứng với số trẻ em được điều tra trong
tổng số … hộ gia đình. Tỷ lệ các đối tượng có nhu cầu khám bệnh tại nhà là
36,47%, cao hơn so với nhu cầu khám bệnh tại nhà của đối tựong người trong độ
tuổi lao động.
Các Bảng…. thể hiện kết quả phân tích hồi quy logistic 2 mức (cá nhân và
hộ gia đình) với biến phụ thuộc là khamtretainha, hoặc dieutritainha, các biến
độc lập là kham6thang, kham2nam, khong kham, kham gannhat, methatnghiep,
melaodongtudo, mecanbo, mecongnhan, bothatnghiep, laodongtudo, bocanbo,
bocongnhan, namgioi, coBHYT, dakhamtainha, dakhamtunhan, dakhamyte,
dakhambvhuyen, dakhambvtinh, datudtri, dakdtri, mantinhgd, mantinhtre,
treom2thang, thanhpho, duoi5t.
Nhu cầu khám bệnh tại nhà
Bảng 3.3.1 (mẫu 4)
Bảng 3.3.2 (mẫu 404)
Theo Bảng 3.3.1 và Bảng 3.3.2, ta đều thấy các yếu tố kham6thang, mecanbo,
bocongnhan, dakhamtainha, dakhambvhuyen ảnh hưởng một cách có ý nghĩa
thống kê đến nhu cầu khám bệnh tại nhà dành cho trẻ em dưới 16 tuổi, với các xác
suất ý nghĩa nhỏ hơn 5%. Các yếu tố khác không có ảnh hưởng đáng kể vì có xác
suất ý nghĩa lớn hơn 5%.
Cụ thể ta thấy yếu tố kham6thang có xác suất ý nghĩa là 0,1% và tỷ số chênh tương
ứng là 0,21; với khoảng tin cậy
 
0,081; 0,533
không chứa 1. Điều này có thể do
một số nguyên nhân sau đây. Trong số những trẻ em đã được khám bệnh trong
vòng 6 tháng trước khi điều tra, số trẻ em dưới 6 tuổi chiếm một tỷ lệ khá đông
(178/393), các em được khám chữa bệnh miễn phí tại các cơ sở y tế công lập nên
những đối tượng này không có nhu cầu cao trong việc sử dụng dich vụ khám bệnh
tại nhà. Bên cạnh đó trong số trẻ em trên 6 tuổi đã từng khám bệnh trong vòng 6
tháng trước khi điều tra, có một phần đã sử dụng các dịch vụ khám bệnh miễn phí

do các cơ sở y tế công lập tổ chức tại trường học nên không có nhu cầu khám tại
nhà. Nhu cầu khám bệnh tại nhà của các đối tượng này chỉ bằng 21,06% so với trẻ
em chưa khám bệnh trong 6 tháng trước khi điều tra.
Khi quan tâm đến nghề nghiệp của cha mẹ trẻ, các yếu tố mecanbo, bocongnhan có
ảnh hưởng rõ rệt tới nhu cầu khám trẻ tại nhà. Yếu tố mecanbo, bocongnhan có xác
suất ý nghĩa 4,1%; 3,8% tương ứng với các tỷ số chênh 0,054; 0,259 và hai khoảng
tin cậy tương ứng không chứa 1. Như vậy so với con em của nông dân, nhu cầu
khám bệnh tại nhà của trẻ em có mẹ là cán bộ hoặc bố là công nhân chỉ bằng 5,4%
và 25,9 %. Điều này có thể do hai nhóm bố mẹ này đều là cán bộ công nhân viên
chức nên họ có tiêu chuẩn khám bệnh cho con cái theo chế độ bảo hiểm xã hội
hoặc theo chế độ chính sách của cơ quan công tác.
Bên cạnh các yếu tố đã phân tích ở trên, nếu nhìn vào tiền sử khám bệnh của trẻ, ta
thấy những trẻ đã từng sử sụng dịch vụ khám bệnh tại nhà hoặc những trẻ đã từng
khám tại bệnh viện huyện có nhu cầu sử dụng dich vụ khám tại nhà rất cao. Trẻ đã
từng dùng dịch vụ khám tại nhà và khám bệnh viện huyện có nhu cầu sử dụng dịch
vụ khám tại nhà cao gấp 10,76 lần và 14,17 lần so với những trẻ chưa từng sử dụng
các dịch vụ y tế trong mô hình này. Nhu cầu khám bệnh tại nhà cao của nhóm trẻ
em đã từng sử dụng dịch vụ khám tại nhà cho thấy dịch vụ này đã đáp ứng được
mong muốn của người sử dụng. Mặt khác việc trẻ em đã từng khám tại bệnh viện
huyện cũng có nhu cầu khám tại nhà rất cao có thể do các dịch vụ dành cho trẻ em
ở các cở sở y tế, các bệnh viện tuyến huyện chưa đáp ứng được mong muốn của trẻ
và gia đình trẻ. Bên cạnh đó có thể do những trở ngại và bất tiện khi trẻ em khám
tại các bệnh viện tuyến huyện. Do đó thay vì khám tại các bệnh viện huyện thì các
gia đình mong muốn được sử dụng dịch vụ khám tại nhà cho con em mình.
Cả Bảng 3.3.1 và Bảng 3.3.2 chỉ ra sai số tiêu chuẩn của hệ số chặn trong mô hình
hồi quy bằng 3,504 với khoảng tin cậy
 
2,72;4,51
(xác suất ý nghĩa
0,00p 

) cho
biết độ biến động về nhu cầu khám bệnh tại nhà giữa các hộ gia đình là thực sự
khác 0. Điều đó cho thấy nhu cầu khám bệnh tại nhà cho trẻ em dưới 16 tuổi của
các hộ gia đình rất khác nhau.

Điều trị tại nhà
Bảng 3.3.3( Mẫu 402)
Bảng 3.3.4( Mẫu 405)
Hai mô hình hồi quy logistic 2 mức được thể hiện trong hai Bảng 3.3.3 và Bảng
3.3.4, các yếu tố kham6thang, dakhambvhuyen, thanhpho có ảnh hưởng một cách
có ý nghĩa thống kê đến nhu cầu điều trị bệnh tại nhà của trẻ em dưới 16 tuổi. Các
yếu tố kham6thang, dakhambvhuyen, thanhpho có tỷ số chênh 2,59; 4,29; 11,4
tương ứng với xác suất ý nghĩa bằng 3,6%; 2,7%; 2,2%, với các khoảng tin cậy
không chứa 1. Các yếu tố khác như nghề nghiệp của cha mẹ trẻ, nhóm tuổi của trẻ,
tiền sử bệnh mãn tính gia đình và mãn tính của trẻ cũng như một số yếu tố còn lại
trong mô hình không có ảnh hưởng tới nhu cầu điều trịbệnh tại nhà của trẻ em, vì
có xác suất ý nghĩa lớn hơn 5%.
Đối với những trẻ em đã khám chữa bệnh trong khoảng 6 tháng trước khi điều tra,
nhu cầu sử dụng dịch vụ điều trị tại nhà cao gấp gần 3 lần so với những em không
khám trong vòng 6 tháng trước điều tra. Còn trẻ em đã từng điều trị tại bệnh viện
huyện có nhu cầu được sử dụng dịch vụ điều trị tại nhà cao hơn đến trên 4 lần
những trẻ chưa từng điều trị tại các cơ sở y tế đã miêu tả trong mô hình. Điều này
có thể do việc điều trị tại nhà thuận tiện hơn cho gia đình trong việc chăm sóc trẻ,
hơn nữa việc thanh toán chế độ BHYT của trẻ thường lâu và không thuận tiện. Bên
cạnh đó tâm lý của các gia đình là ngại đưa con em mình đến các cơ sở y tế công
lập vì tình trạng quá tải và sợ con mình có nguy cơ lây chéo bệnh trong môi trường
bệnh viện. Chính vì lẽ đó họ có nhu cầu được sử dụng các dịch vụ điều trị bệnh
cho trẻ tại nhà khá cao.
Nhu cầu sử dụng dịch vụ điều trị tại nhà của gia đình trẻ em thành phố cao hơn gấp
hơn 11 lần so với nhu cầu sử dụng dịch vụ điều trị tại nhà của gia đình trẻ em nông

thôn. Điều này có thể lí giải đơn giản vì các gia đình ở thành phố có thu nhập cao
hơn so với các gia đình ở nông thôn, cho nên họ sẵn sàng chi trả các chi phí dịch
vụ với mong muốn con em mình điều trị tốt hơn.
Bảng trên còn cho ta thấy sự biến động về nhu cầu điều trị bệnh tại nhà giữa các
gia đình là thực sự khác 0 với sai số tiêu chuẩn của hệ số chặn trông mô hình hồi
quy bằng 3,393 với khoảng tin cậy
 
2,64;4 ,34
và xác suất ý nghĩa
0,00p 
.
Điều này cho thấy nhu cầu điều trị bệnh tại nhà cho trẻ em dưới 16 tuổi của các hộ
gia đình thực sự khác nhau.

3.4. Kết luận
Từ quá trình phân tích dữ liệu bằng mô hình hồi quy logistic 2 mức ta thấy
đối với nhu cầu khám và điều trị bệnh tại nhà dành cho đối tượng người trong độ
tuổi lao động đều chịu ảnh hưởng của các nhân tố dakhamtainha, dakhamyte,
dakhamtunhan, dakhambvhuyen.
Những người từng khám chữa bệnh tại các cơ sở y tế nêu trên trong thời
gian gần thời điểm điều tra có nhu cầu sử dụng dịch vụ khám tại nhà cao hơn hẳn
những người không khám chữa bệnh tại các cơ sở y tế trong khoảng thời gian đó.
Các nhân tố thanhpho – nongthon, nghề nghiệp và điều kiện kinh tế cũng
tác động đến nhu cầu khám chữa bệnh tại nhà. Người dân thành phố có nhu cầu sử
dụng dịch vụ khám chữa bệnh tại nhà cao gấp nhiều lần so với người dân nông
thôn. Do có BHYT, cán bộ viên chức nhà nước có nhu cầu khám bệnh tại nhà thấp
hơn nông dân. Người có thu nhập khá có nhu cầu khám bệnh cao hơn so với người
có thu nhập trung bình.
Tuy nhiên, đối với nhu cầu điều trị tại nhà thì người có thu nhập thấp lại
mong muốn được sử dụng dịch vụ này hơn. Điều này có thể do một số nguyên

nhân đã lí giải ở trên. Bên cạnh đó, những gia đình có người già có nhu cầu điều trị
tại nhà dành cho người trong độ tuổi lao động thấp hơn.
Đối với bộ số liệu điều tra nhu cầu khám chữa bệnh tại nhà dành cho trẻ em
dưới 16 tuổi, trẻ em có tiền sử khám và điều trị tại cơ sở y tế như đã từng khám
bệnh tại nhà, đã khám tại bệnh viện huyện hoặc đã từng điều trị tại bệnh viện
huyện có nhu cầu sử dụng dịch vụ khám tại nhà và điều trị tại nhà cao hơn.
Trẻ em đã khám trong thời gian 6 tháng trước khi điều tra có nhu cầu khám
bệnh tại nhà thấp hơn nhưng có nhu cầu điều trị bệnh tại nhà cao hơn. Bên cạnh đó
nhân tố nghề nghiệp của bố mẹ và nhân tố thành phố - nông thôn cũng có ảnh
hưởng đến nhu cầu khám và điều trị bệnh tại nhà.
Việc vận dụng mô hình hồi quy logistic 2 mức với đơn vị mức 1 là các cá
nhân, đơn vị mức 2 là các hộ gia đình đã khắc phục được điều kiện phương sai của
sai số không đổi của mô hình thông thường. Ở mô hình thông thường không thấy
được sự biến động của sai số ở mức 2. Mô hình logistic 2 mức đã cho thấy sự biến
động qua các hộ gia đình (đơn vị mức 2). Cụ thể, ở tất cả các mô hình, độ biến
động giữa các đơn vị mức 2 (hộ gia đình) của hệ số dốc đều khác 0 một cách có ý
nghĩa (vì khoảng tin cậy không chứa 0). Do đó có thể kết luận có sự khác nhau rất
lớn giữa các hộ gia đình về nhu cầu khám chữa bệnh tại nhà cho cả đối tượng trong
độ tuổi lao động và cho cả trẻ em, kể cả khi đã hiệu chỉnh tác động của các yếu tố
kinh tế xã hội, cấu trúc hộ gia đình cũng như tiền sử khám chữa bệnh của đối
tượng. Điều này cho thấy còn có những đặc trưng riêng khác của hộ gia đình ảnh
hưởng đến nhu cầu khám chữa bệnh tại nhà, mà thông tin về các đặc trưng đó chưa
được thu thập trong bộ số liệu.
Qua phân tích trên, hình thức khám bệnh tại nhà có thể được coi là một dịch
vụ y tế mới và đáp ứng được nhu cầu chăm sóc sức khỏe của người dân. Thực
trạng y tế nước ta hiện nay nổi lên một vấn đề nóng bỏng là hiện tượng quá tải rất
lớn tại các bệnh viện tuyến huyện, tuyến tỉnh, đặc biệt là tuyến trung ương.
Chương trình chăm sóc sức khỏe tại nhà sẽ giúp giảm bớt sự quá tải của các bệnh
viện, giúp phát hiện bệnh sớm, người bệnh được tư vấn sử dụng thuốc và các dịch
vụ khác phù hợp với điều kiện kinh tế và không tốn nhiều thời gian cho các khâu

khám bệnh.
Ngoài tác dụng giúp làm giảm hiện tượng quá tải các bệnh viện tuyến trên,
dịch vụ khám chữa bệnh tại nhà còn giúp cho công tác khám và điều trị bệnh kịp
thời và trực tiếp tại cộng đồng, loại trừ mầm bệnh tận gốc, ngăn ngừa dịch bệnh lây
lan. Đồng thời dịch vụ này sẽ giúp hạn chế hiện tượng nhiễm bệnh chéo, thường dễ
xảy ra ở những bệnh viện tập trung quá đông bệnh nhân, mắc nhiều loại bệnh khác
nhau.
Một vấn đề khác mà chúng ta quan tâm đến hiện nay là tình trạng sử dụng
BHYT tại các cơ sở y tế công lập. Từ Đại hội Đảng VI đã đề ra đường lối đổi mới
toàn diện, mở ra bước ngoặt trong sự nghiệp xây dựng xã hội chủ nghĩa ở nước ta.
Việc chuyển đổi từ nền xã hội bao cấp sang xã hội kinh tế thị trường đã ảnh hưởng
đến các định hướng xây dựng và phát triển hệ thống chăm sóc sức khỏe toàn dân.
Các chính sách, chế độ đã được Nhà nước ban hành nhằm đảm bảo cho việc chăm
sóc sức khỏe toàn dân. Tuy nhiên nền kinh tế thị trường đã làm cho xã hội phân
biệt giàu nghèo dẫn đến sự khác biệt trong quá trình thực hiện y tế xã hội.
Hiện nay mặc dù nhà nước đã cố gắng thực hiện BHYT tạo điều kiện cho
mọi người dân được chăm sóc sức khỏe nhưng vẫn còn nhiều bất cập, nhất là đối
với các đối tượng người nghèo, người tàn tật. Mở rộng chính sách BHYT, đa dạng
hóa các loại hình BHYT để đông đảo các tầng lớp dân cư đặc biệt là người nghèo,
người tàn tật được chăm sóc theo chế độ BHYT, vì lợi ích của cá nhân và của cộng
đồng. Giai đoạn cuối của BHYT xã hội là BHYT xã hội toàn dân. Các nước trong
khu vực đã thực hiện được BHYT xã hội toàn dân là Nhật Bản, Hàn Quốc, Đài
Loan. Các nước đang triển khai BHYT xã hội toàn dân là Philipin, Thái Lan. Nước
ta đang từng bước thực hiện các chế độ BHYT để tiến đến BHYT xã hội toàn dân.
Việc kết hợp BHYT xã hội và dịch vụ chăm sóc sức khỏe tại nhà thực hiện bởi các
cơ sở y tế công lập sẽ đem lại dịch vụ chất lượng cao trong quá trình chăm sóc sức
khỏe cho người dân.
Như phân tích ở phần trên, các đối tượng có BHYT như cán bộ nhà nước, trẻ
em dưới 6 tuổi, con em cán bộ, công nhân có nhu cầu khám bệnh tại nhà thấp hơn
nhưng vẫn có nhu cầu điều trị tại nhà cao hơn. Điều đó phản ánh phần nào thực

trạng những hạn chế của việc sử dụng thanh toán BHYT cho quá trình điều trị cũng
như khả năng đáp ứng nhu cầu điều trị tại các cơ sở y tế của bản thân các đối tượng
được hưởng các chế độ BHYT. Có thể nói việc sử dụng BHYT đã được thực hiện
tương đối tốt đối với khâu khám bệnh, người có BHYT đã thỏa mãn với việc khám
bệnh tại các cơ sở y tế và không có nhu cầu khám bệnh tại nhà. Tuy nhiên, việc
điều trị cho các bệnh nhân được hưởng BHYT chưa thực sự đáp ứng nhu cầu của
họ. Do vậy họ vẫn có nhu cầu điều trị bệnh tại nhà cho dù khi đó họ không được
thanh toán BHYT cho các dịch vụ đó.
Nhà nước đã thực hiện chính sách cung cấp thẻ chữa bệnh miễn phí cho trẻ
em dưới 6 tuổi và những người nằm trong diện hộ nghèo. Tuy nhiên phân tích ở
trên cũng chỉ ra rằng, đối với các đối tượng này, mặc dù nhu cầu khám bệnh tại
nhà thấp nhưng nhu cầu điều trị bệnh tại nhà vẫn cao. Điều này cũng giúp khẳng
định thêm những ý kiến vừa nêu trên về việc sử dụng BHYT.
Dịch vụ chăm sóc sức khỏe tại nhà là một phần trong chương trình y học gia
đình – một hình thức mới có thể đáp ứng nhu cầu chăm sóc sức khỏe của người
dân và là một giải pháp hữu hiệu cho vấn đề quá tải của các bệnh viện tuyến trên.
Do đó cần có những bước đi phù hợp, định hướng rõ ràng của các cấp quản lý
nhằm phát triển và đưa mô hình y học gia đình đến với người dân để người dân
được chăm sóc sức khỏe một cách tốt nhất.
Để phát huy hiệu quả của công tác khám chữa bệnh tại nhà, đáp ứng nhu cấu
của các đối tượng khác nhau, việc xây dựng các kế hoạch tổ chức mạng lưới khám
chữa bệnh tại nhà cần được nghiên cứu để được thực hiện phù hợp với các đặc thù
của từng nhóm đối tượng, từng địa bàn dân cư. Như phân tích ở trên cho thấy
người dân khu vực thành thị có nhu cầu khám chữa bệnh tại nhà cao. Do vậy việc