Kiểm định thang đo khảo sát văn hóa an toàn người bệnh

tạp chí nhi khoa 2019, 12, 1

KIỂM 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:

62


phần NGHIÊN CỨU
1. 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

63


tạp chí nhi khoa 2019, 12, 1
xác 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

64

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 (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.


phần NGHIÊN CỨU
3. 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.

65


tạp chí nhi khoa 2019, 12, 1
Bảng 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)

66


phần NGHIÊN CỨU
Hiệu 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 CBBGLK, 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 biếnnhân 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 (Zeroconstrained) và không chặn (Unconstrained): χ2
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

NFI
Delta-1

IFI
Delta-2

RFI
rho-1

TLI
rho2

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

,002

-,001

-,002

Giả định mô hình “Structural covariances” là phù hợp
Measurement residuals

24

29,382

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).

,206

,002

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

67


tạp chí nhi khoa 2019, 12, 1
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

nội 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

Tiêu chí
(ngưỡng đánh giá)
CMIN/DF (1-3)

Mô hình đo lường
Nguyên thủy

Hiệu chỉnh

EFA đề nghị

Cuối cùng

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

SRMR

0,0439

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 5,49,8. Mô hình tương quan cuối cùng trình bày tại
hình 2a & 2b với khả năng giải thích của các nhân

68

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.


phần NGHIÊN CỨU
Tác 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.

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).

Kiểm định chéo trên mô hình làm tổ giữa mẫu
Bổ sung biến đánh giá chung về mức độ an
1 và 2 cho thấy ảnh hưởng của LDBV-PH đến LVN
toàn [E] vào mô hình, chỉ có LDBV-PH và LVN ảnh
là không ổn định, không có khác biệt có ý nghĩa
hưởng có ý nghĩa đến nhận định chung về mức
thống kê trên mẫu 2 với p= 0,477. Thời gian làm
việc tại bệnh viện H1 cũng có tương quan đến độ an toàn với hệ số β tương ứng là 0,19 và 0,17.
Kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu
PUKBT ở mức trung gian (p=0,07). Hệ số hồi quy
giữa LDBV-PH đến PHSC-AT giảm có ý nghĩa trên 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

PHSC_AT

<---

LDBV_PH

0,763
(0,762)

0,855
(0,735)

0,029

29,096

0,000

LDKP

<---

CBBG_LK

0,589

0,543

0,028

19,294

0,000

LDKP

<---

PHSC_AT

0,292

0,339

0,036

9,542

0,000

BCSC

<---

PHSC_AT

0,723

0,708

0,027

25,789

0,000

PUKBT

<---

LDKP

0,266

0,307

0,053

5,814

0,000

LVN

<---

LDBV_PH

0,232
(0,029)

0,253
(0,033)

0,047

5,363

0,000
(0,477)

LVN

<---

PHSC_AT

0,522

0,507

0,042

12,049

0,000

PUKBT

<---

CBBG_LK

0,259

0,275

0,047

5,825

0,000

PUKBT

<---

H1_1

0,12
(0,064)

0,01
(0,005)

0,003

3,18

0,001
(0,07)

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 R2 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

69


tạp chí nhi khoa 2019, 12, 1
trên 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.

70

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/s12913017-2078-6.
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


C1, C3, C5, C7a (4 câu)

B3, B4 (2 câu)

F5, F6, F7 (3 câu)

A16, A20a, A21a, A22a (4 câu)

A1, A3, A4 (3 câu)

F1, F8, F10, F12a (4 câu)

PHSC-AT

LDKP

CBBG-LK

PUKBT

LVN

LDBV-PH

*** p < 0.001

** p < 0.010

* p < 0.050

Significance of Correlations:

D1, D2, D3, D4a (4 câu)

BCSC

Câu hỏi thành phần trong cấu trúc
đề nghị cuối cùng

0,814

0,792

0,860

0,708

0,745

0,804

0,863

CR

0,524

0,561
0,449

0,362

0,117

0,224

0,450
0,607

0,224

0,449

0,414

MSV

0,595

0,507

0,614

AVE

0,475***

0,418***

-0,033

-0,060

0,134**

0,644***

0,784

BCSC

0,670***

0,602***

0,010

-0,056

0,219***

0,712

PHSCAT

0,177**

0,206***

0,338***

0,473***

0,771

LDKP

Bảng 5. Độ tin cậy của mô hình đo lường cuối cùng

Phụ lục

-0,025

0,064

0,342***

0,671

CBBGLK

0,096*

0,183***

0,779

PUKBT

0,538***

0,749

LVN

0,724

LDBVPH

phần NGHIÊN CỨU

71


tạp chí nhi khoa 2019, 12, 1
PHỤ LỤC
BỆNH VIỆN NHI ĐỒNG 1
HỘI ĐỒNG QUẢN LÝ CHẤT LƯỢNG BỆNH VIỆN - BAN AN TOÀN NGƯỜI BỆNH
KHẢO SÁT VĂN HÓA AN TOÀN NGƯỜI BỆNH (ATNB)
(Bản sử dụng để tổ chức khảo sát chính thức, Version: 1.4 - 2018.10.08)
Anh (Chị) đang làm việc cho Bệnh viện Nhi đồng 1 (kể cả CBG, nội trú):  Có  Không (ngưng)
Vui lòng cho ý kiến về mức độ đồng ý của Anh (Chị) đối với mỗi phát biểu sau:
(đánh dấu “X” vào ô tương ứng với câu trả lời)
1. Rất không đồng ý, 2. Không đồng ý, 3. Chấp nhận/Tạm được, 4. Đồng ý, 5. Rất đồng ý
Mã số

Nội dung khảo sát
[A] Ý kiến về khoa, phòng nơi Anh (Chị) đang làm việc:

A1

Mọi người trong khoa hỗ trợ lẫn nhau trong công việc.

A2

Khoa có đủ nhân lực để hoàn thành công việc.

A3

Khi có nhiều việc cần làm, mọi người trong khoa thường làm việc theo nhóm để
nhanh chóng hoàn thành công việc.

A4

Mọi người trong khoa tôn trọng lẫn nhau.

A5R

Nhân viên trong khoa thường phải làm thêm giờ để chăm sóc tốt người bệnh.

A6

Khoa chủ động triển khai các biện pháp an toàn người bệnh.

A7R

Khoa thường phải dùng thêm nhân viên tạm thời để chăm sóc tốt người bệnh.

A8R

Nhân viên cảm thấy bị thành kiến, phán xét hay bị cô lập khi có sai sót.

A9

Các sai lầm, sai sót trước đó đã giúp dẫn đến thay đổi tích cực ở khoa.

A10R

Không xảy ra sai lầm nghiêm trọng ở khoa là do may mắn.

A11

Khi một bộ phận trong khoa quá bận rộn, những bộ phận khác sẽ giúp đỡ.

A12R

Khi có một sự cố được báo cáo, cứ giống như một người được nêu tên chứ không
phải một vấn đề được nêu ra để phân tích nguyên nhân & cải tiến.

A13

Khoa có đánh giá hiệu quả các biện pháp an toàn người bệnh đã triển khai.

A14R

Nhân viên thường phải “cuống cả lên” để làm nhiều việc và làm nhanh hơn.

A15

Khoa không bao giờ bỏ qua các yêu cầu về an toàn để làm nhanh hơn.

A16R

Nhân viên lo lắng các sai sót của họ sẽ bị ghi vào lý lịch (hồ sơ) cá nhân.

A17R

Khoa còn có một số vấn đề về an toàn người bệnh.

A18

Quy trình làm việc và các yếu tố khác ở khoa đủ tốt để phòng ngừa sự cố xảy ra.

A19a

Khoa định kỳ xem xét những vấn đề ATNB ít nhất mỗi năm 1 lần.

A20aR

Nhân viên lo lắng sẽ bị phạt (xét thi đua, trừ lương-thưởng…) khi có sự cố.

A21aR

Nhân viên cảm thấy bị phiền hà do điều tra, nhắc đi nhắc lại về sự cố.

A22aR

Nhân viên thường lo lắng bị lãnh đạo la rầy khi có sự cố xảy ra.
[B] Ý kiến về lãnh đạo khoa, phòng nơi Anh (Chị) đang làm việc:

B1

72

Lãnh đạo khoa (người quản lý trực tiếp) thường khen khi thấy nhân viên tuân thủ
các quy định, hướng dẫn về an toàn người bệnh.

Trả lời

1

2

3

4

5

1

2

3

4

5


phần NGHIÊN CỨU
Mã số

Nội dung khảo sát

Trả lời

B2

Lãnh đạo khoa (người quản lý trực tiếp) xem xét kỹ lưỡng những đề xuất cải thiện
an toàn người bệnh của nhân viên.

B3R

Khi áp lực công việc gia tăng, lãnh đạo khoa (người quản lý trực tiếp) muốn chúng
tôi làm nhanh hơn, ngay cả khi phải bỏ bớt các bước của quy trình.

B4R

Lãnh đạo khoa thường bỏ qua các vấn đề an toàn dù nó lặp đi, lặp lại.
[C] Ý kiến về trao đổi thông tin trong khoa, phòng đang làm việc:

C1

Chúng tôi được phản hồi về những cải tiến liên quan các sự cố đã báo cáo.

C2

Nhân viên thoải mái nói ra vấn đề có thể ảnh hưởng xấu cho người bệnh.

C3

Chúng tôi được thông báo về các sự cố xảy ra ở khoa, phòng đang làm việc.

C4

Nhân viên thoải mái khi thắc mắc các quyết định, hành động của lãnh đạo.

C5

Khoa thường thảo luận biện pháp phòng ngừa sự lặp lại các sự cố tương tự.

C6R

Nhân viên thường e ngại khi hỏi về những điều họ nghĩ là sai.

C7a

Khoa có thông báo về sự cố ở khoa khác, bệnh viện khác để học hỏi.

C8aR

Nhân viên thường ít có cơ hội trao đổi, hỏi ý kiến lãnh đạo khoa, phòng.

1

[D] Tần suất báo cáo sự cố ở khoa, phòng đang làm việc:

1

D1

Khi gặp hoặc mắc sai lầm, nhưng được phát hiện và chỉnh sửa kịp thời nên không
ảnh hưởng đến người bệnh, thì Anh (Chị) thường báo cáo.

D2

Khi gặp hoặc mắc sai lầm, nhưng sự cố không gây tổn thương nặng cho người
bệnh, thì Anh (Chị) thường báo cáo.

D3

Khi gặp hoặc mắc sai lầm có khả năng gây hại cho người bệnh, nhưng thực tế
không gây hại, thì Anh (Chị) thường báo cáo

D4a

Khi gặp hoặc mắc sai lầm và sự cố đã gây tổn thương nặng cho người bệnh, thì Anh
(Chị) thường báo cáo.

D5a

Khi phát hiện nguồn nguy hiểm, Anh (Chị) thường báo cáo bộ phận quản lý.
[E] Nhận định về mức an toàn ở khoa: EQuá rủi ro

Mã số

2

Kém

D

C

Tạm được BTốt

2

F1

Lãnh đạo bệnh viện tạo bầu không khí khuyến khích an toàn người bệnh.

F2

Các khoa, phòng trong bệnh viện phối hợp tốt với nhau.

F3R

Sự cố thường xảy ra khi chuyển người bệnh từ khoa này sang khoa khác.

F4

Sự hợp tác tốt giữa các khoa phòng là rất cần thiết để làm việc chung.

F5R

Thông tin quan trọng của người bệnh thường bị thiếu khi đổi ca làm việc.

F6R

Nhân viên thường thấy khó chịu khi làm việc với nhân viên ở khoa khác.

F7R

Vấn đề thường xuất hiện trong khi trao đổi thông tin giữa các khoa, phòng.

F8

Hoạt động của lãnh đạo bệnh viện cho thấy ATNB là ưu tiên hàng đầu.

F9R

Lãnh đạo bệnh viện dường như chỉ quan tâm ATNB sau khi có sự cố nặng.

F10

Các khoa, phòng phối hợp tốt với nhau để chăm sóc người bệnh tốt nhất.

F11R

Đổi ca làm việc là thời điểm dễ xảy ra sự cố ở bệnh viện.

F12a

Lãnh đạo bệnh viện quan tâm đến các bài học từ sự cố ở bệnh viện khác.

3

4

5

4

5

4

5

Hoàn hảo

A

Nội dung khảo sát
[F] Ý kiến nhận xét của Anh (Chị) về bệnh viện đang:

3

Trả lời
1

2

3

73


tạp chí nhi khoa 2019, 12, 1
Vui lòng cung cấp thông tin liên quan cá nhân của Anh (Chị):
[A0] Khoa, phòng đang làm việc: ………………………………………………………………………..
[G] Số lượt phiếu báo cáo sự cố Anh (Chị) đã gửi về phòng QLCL trong 12 tháng qua? ………. phiếu
[H1] Thời gian đã làm việc tại bệnh viện: ……. năm
[H2] Thời gian đã làm việc tại khoa, phòng hiện tại: …….. năm
[H3] Anh (Chị) làm việc tại bệnh viện bao nhiêu giờ mỗi tuần? ………giờ (lưu ý: 5 ngày x 8 giờ = 40 giờ)
[H4] Nghề nghiệp của Anh (Chị):…………………………………………………………………………
[H5] Anh (Chị) có tương tác hay tiếp xúc trực tiếp với người bệnh không?

[H6] Anh (Chị) đã làm việc bao lâu ở chuyên khoa này? ……. năm

74

1

 Có

0

 Không