So sánh 2 bộ công cụ khảo sát sự hài lòng của bệnh nhân

Nghiên cứu Y học

Y Học TP. Hồ Chí Minh * Phụ Bản Tập 23 * Số 5 * 2019

SO SÁNH 2 BỘ CÔNG CỤ KHẢO SÁT SỰ HÀI LÒNG CỦA BỆNH NHÂN
Lê Tấn Phùng*

TÓM TẮT
Đặt vấn đề: Nhiều bộ công cụ đã được đề nghị áp dụng để đo lường sự hài lòng của bệnh nhân, bao gồm Bộ
công cụ của Bộ Y tế và bộ công cụ SERVPERF.
Mục tiêu: So sánh tính giá trị và tính tin cậy cùa 2 bộ công cụ trong đánh giá sự hài lòng của bệnh nhân.
Đối tượng và phương pháp: Các bệnh nhân điều trị nội trú tại bệnh viện đa khoa tỉnh Khánh Hòa tự
nguyện tham gia nghiên cứu. Thiết kế cắt ngang được áp dụng với cỡ mẫu đề nghị 200 bệnh nhân được chọn
thuận tiện. Hệ số Cronbach alpha và các phương pháp hồi quy (tuyến tính đa biến, trung bình nhân) được áp
dụng để phân tích tính tin cậy và tính giá trị cũng như sự sai khác giữa 2 bộ công cụ.
Kết quả: Có 201 bệnh nhân tham gia trả lời 2 bộ công cụ. Hệ số Cronbach alpha của bộ công cụ BYT là 0,97
và của SERVPERF là 0,86. Cả 2 bộ công cụ đều thể hiện tính giá trị hội tụ. Tuy nhiên, bộ công cụ SERVPERF
cho thấy sự phù hợp hơn do có các tiêu chuẩn AIC và RMSE thấp hơn trong mô hình hồi quy. Tồn tại sự sai khác
giữa 2 bộ công cụ khi phân tích hồi quy trung bình nhân.
Kết luận: Cả 2 bộ công cụ đều có tính tin cậy cao nhưng bộ công cụ SERVPERF phù hợp hơn và tồn tại sự
sai khác có ý nghĩa giữa 2 bộ công cụ trong đánh giá sự hài lòng của bệnh nhân.
Từ khóa: sự hài lòng của bệnh nhân; tính tin cậy; tính giá trị

ABSTRACT
A COMPARISON OF TWO METHODS FOR MEASURING PATIENT SATISFACTION
Le Tan Phung
* Ho Chi Minh City Journal of Medicine * Supplement of Vol. 23 – No. 5 - 2019: 100 - 105
Background: Many scales have been introduced to measure patient satisfaction, including the scale proposed
by the Vietnam Ministry of Health (MOH) and the SERVPERF scale.
Objectives: To compare the two scales of patient satisfaction in terms of validity and reliability.
Methods: In-patients at the Khanh Hoa General Hospital were invited to participate in the survey. The

cross-sectional design was applied for a proposed sample size of 200 patients selected conveniently. Cronbach’s
alpha values were computed and regression methods (multivariate regression and geometric mean regression)
were performed in order to analyze validity, reliability and possible bias of the two scales.
Results: 201 in-patients were enrolles in the survey. Cronbach’s alpha values of the MOH and
SERVPERF scales were 0.97 and 0.86, respectively. The two methods manifested their validity in measuring
patient satisfaction. Compared with the MOH’s scale, the SERVPERF showed more appropriate based on
lower values of AIC and RMSE in the regression model. The result of geometric mean regression indicated a
bias between the two methods.
Conclusions: Although the two scales had a high level of reliability and validity, the SERVPERF showed a
better model in evaluating patient satisfaction. The SERVPERF showed a better model in evaluating patient
satisfaction. There was a significant bias between the two scales.
Key words: patient satisfaction, reliability, validity
*Sở Y tế tỉnh Khánh Hòa.
Tác giả liên lạc: TS.BS. Lê Tấn Phùng ĐT: 091 403 6832

100

Email:

Chuyên Đề Y Tế Công Cộng


Y Học TP. Hồ Chí Minh * Phụ Bản Tập 23 * Số 5 * 2019
ĐẶT VẤN ĐỀ
Từ lâu người ta đã biết có mối liên quan giữa
sự hài lòng của khách hàng với chất lượng dịch
vụ(4). Nhiều nghiên cứu cũng cho thấy hài lòng
của bệnh nhân là thước đo chất lượng bệnh
viện(5). Do đó, đánh giá sự hài lòng bệnh nhân là
bước tiếp cận quan trọng nhằm tìm ra những

bằng chứng giúp cải thiện chất lượng bệnh viện.
Hài lòng nói chung là một khái niệm đa yếu
tố. Đối với chất lượng bệnh viện, người ta có thể
hài lòng với thái độ của nhân viên y tế nhưng
không hài lòng với phương tiện phục vụ bệnh
nhân (BN). Người ta có thể hài lòng với trình độ
chuyên môn của bác sĩ nhưng có thể không hài
lòng với các thù tục hành chính. Do đó, để đánh
giá sự hài lòng cần phải đánh giá đầy đủ các yếu
tố cấu thành sự hài lòng này. Trong số các
nghiên cứu khác nhau thì lý thuyết hài lòng bao
gồm 5 yếu tố của Parasuraman và cs(11) được áp
dụng nhiều nhất thông qua bộ công cụ
SERVQUAL gồm 22 cặp câu hỏi. Tuy nhiên, việc
áp dụng đánh giá đồng thời giữa kỳ vọng
(expectation) và nhận thức (perception) trong bộ
công cụ SERVQUAL được cho là dễ gây nhầm
lẫn. Do đó, một công cụ cải tiến chỉ bao gồm 22
câu hỏi đánh giá nhận thức khách hàng được đề
xuất, gọi là bộ công cụ SERVPERF(3). Bộ công cụ
này được đánh giá là có tính giá trị tương đương
với bộ công cụ SERVQUAL(2).
Dựa vào công cụ SERVPERF, năm 2013, tác
giả đã bổ sung một số câu hỏi liên quan đến thủ
tục hành chính, sau khi phân tích yếu tố đã cho
kết quả bao gồm 5 yếu tố tương tự như 5 yếu tố
ban đầu của bộ công cụ SERVQUAL và
SERVPERF. Bộ công cụ SERVPERF được áp
dụng trong nghiên cứu này gồm 26 câu hỏi dựa
trên bộ khung 22 câu hỏi của bộ công cụ

SERVPERF(9,8,7).
Ngoài ra, Bộ Y tế (BYT) đã ban hành bộ công
cụ đánh giá sự hài lòng của bệnh nhân nằm
trong bộ tiêu chí đánh giá chất lượng bệnh viện,
bao gồm 31 câu hỏi cũng được chia thành 5 yếu
tố với tên gọi khác nhau(1).

Chuyên Đề Y Tế Công Cộng

Nghiên cứu Y học

Nghiên cứu này nhằm so sánh tính tin cậy
và tính giá trị của 2 bộ công cụ SERVPERF và
BYT, khảo sát các sai khác (bias) có thể có giữa 2
bộ công cụ để đề xuất các khuyến nghị phù hợp.
Mục tiêu nghiên cứu
So sánh tính giá trị và tính tin cậy cùa 2 bộ
công cụ trong đánh giá sự hài lòng của BN.

ĐỐITƯỢNG- PHƯƠNG PHÁPNGHIÊNCỨU
Đối tượng nghiên cứu
Bệnh nhân đang điều trị nội trú tại Bệnh viện
đa khoa tỉnh Khánh Hòa, không mắc các bệnh
liên quan đến tâm thần hoặc nhận thức, đồng ý
tham gia nghiên cứu.
Công cụ nghiên cứu
Sử dụng 2 bộ công cụ: bộ công cụ gồm 31
tiểu mục thuộc 5 yếu tố của BYT và bộ công cụ
SERVPERF đã được điều chỉnh phù hợp với Việt
Nam gồm 26 tiểu mục thuộc 5 yếu tố. Ngoài ra,

một câu hỏi đánh giá sự hài lòng chung đối với
chất lượng dịch vụ bệnh viện cũng được đặt ra
qua thang 5 điểm của Likert. Câu hỏi này đóng
vai trò như câu hỏi kiểm chứng đối với 2 bộ
công cụ trên(11).
Cỡ mẫu và phương pháp chọn mẫu
Dựa vào tiêu chí cỡ mẫu cần có để đánh
giá 1 bộ công cụ ít nhất là 5 cho mỗi tiểu
mục(6), bộ công cụ của Bộ Y tế có 31 tiểu mục
thì cỡ mẫu cần có là 31 x 5 = 155. Chọn cỡ mẫu
200 là phù hợp.
Chọn mẫu thuận tiện dựa trên sự tình
nguyện tham gia nghiên cứu của bệnh nhân.
Phương pháp thu thập số liệu
Các bệnh nhân đang điều trị nội trú tại Bệnh
viện đa khoa tỉnh Khánh Hòa được phát phiếu
khảo sát và tự điền, sau đó nộp lại cho cán bộ
bệnh viện trong ngày.
Phiếu khảo sát bao gồm các thông tin cá
nhân, bộ công cụ của BYT và bộ công cụ
SERVPERF. Các câu hỏi cấu thành bộ công cụ
được đánh giá bằng thang 5 điểm Likert với
điểm 3 là điểm trung dung.

101


Nghiên cứu Y học

Y Học TP. Hồ Chí Minh * Phụ Bản Tập 23 * Số 5 * 2019

Phương pháp phân tích
Phần mềm EpiData 3.1 được dùng để nhập
số liệu. Phần mềm R version 3.3.4 được sử dụng
để phân tích số liệu.
Giá trị trung bình của từng bộ công cụ được
tính bằng cách lấy tổng điểm chia cho tổng số
tiểu mục của bộ công cụ đó. Ví dụ, đối với bộ
công cụ SERVPERF gồm 26 tiểu mục từ v1 đến
v26, điểm trung bình của từng trường hợp được
tính bằng công thức (v1+v2+ … +v26)/26. Tương
tự như vậy đối với bộ công cụ của Bộ Y tế gồm
31 tiểu mục.
Test t Student được sử dụng để so sánh 2 số
trung bình và test Wilcoxon được sử dụng để so
sánh 2 trung vị.
Tính toán giá trị Cronbach alpha để phân
tích tính tương thích nội tại từng yếu tố cấu
thành bộ công cụ và toàn bộ bộ công cụ.
Mô hình hồi quy tuyến tính được sử dụng
để phân tích tính giá trị hội tụ(10). Tính toán giá trị
Akaike Information Criteria (AIC) và RMSE
(Root Mean Square Errors) để xem xét tính phù
hợp của mô hình.
Sử dụng hồi quy trung bình nhân (geometric
mean regression, còn gọi là Ordinary least
products regression) để tìm ra sự sai khác cố
định và tỉ lệ (fixed and proportional bias). Nếu
gọi a là điểm cắt (intercept) và b là độ dốc (slope)
của phương trình hồi quy, khi 95% khoảng tin

cậy của hệ số a không chứa zero thì kết luận tồn
tại sai khác cố định; khi 95% khoảng tin cậy của
hệ số b không chứa giá trị 1 thì kết luận tồn tại
sai khác tỉ lệ.

KẾT QUẢ
Đặc điểm bộ số liệu
Có tổng cộng 201 bệnh nhân đang điều trị
nội trú tại Bệnh viện đa khoa tỉnh Khánh Hòa
tham gia trả lời trực tiếp 2 bộ công cụ, thỏa mãn
yêu cầu cỡ mẫu.
Phân tích tính tin cậy của 2 bộ công cụ
Tính tin cậy của bộ công cụ được phân tích
và đánh giá thông qua tính tương thích nội tại
với hệ số Cronbach alpha.

102

Phân tích tính tin cậy của bộ công cụ
SERVPERF
Kết quả phân tích cho thấy bộ công cụ
SERVPERF có tính tương thích nội tại cao, thể
hiện ở hệ số Cronbach alpha = 0,86 (Bảng 1).
Phân tích 5 yếu tố sự hài lòng cũng cho thấy hệ
số alpha đều ở mức cao (Bảng 1).
Bảng 1: Tính tương thích nội tại của bộ công cụ
SERVPERF
Yếu tố
Cronbach alpha
Sự đảm bảo chất lượng

0,93
Sự đáp ứng
0,87
Cơ sở vật chất
0,77
Sự tin cậy
0,85
Sự cảm thông
0,82
Bộ công cụ SERVPERF
0,86

95% CI
0,92; 0,95
0,84; 0,89
0,72; 0,82
0,82; 0,89
0,78; 0,86
0,83; 0,89

95% CI: Khoảng tin cậy 95%

Phân tích tính tin cậy của bộ công cụ Bộ Y tế
Tương tự như trên, sử dụng hệ số Cronbach
alpha để xem xét tính tương thích nội tại, kết quả
cho thấy 5 yếu tố cấu thành và toàn bộ bộ công
cụ BYT đều có hệ số tin cậy cao và cao hơn bộ
công cụ SERVPERF (Bảng 2, các hệ số Cronbach
alpha của bộ công cụ đều lớn hơn 0,90).
Bảng 2: Tính tương thích nội tại của bộ công cụ BYT

Yếu tố
Khả năng tiếp cận
Thông tin, thủ tục KCB
Cơ sở vật chất
Thái độ, năng lực
Kết quả
Toàn bộ bộ công cụ BYT

Cronbach alpha
0,88
0,91
0,93
0,93
0,91
0,97

95% CI
0,86; 0,91
0,89; 0,93
0,92; 0,95
0,91; 0,94
0,90; 0,93
0,97; 0,98

Phân tích tính giá trị của 2 bộ công cụ
Phân tích tính giá trị của bộ công cụ dựa vào
mô hình hồi quy tuyến tính với các biến độc lập
là các yếu tố cấu thành bộ công cụ (trong nghiên
cứu này, đó là 5 yếu tố của bộ công cụ
SERVPERF và 5 yếu tố của bộ công cụ Bộ Y tế)

và biến phụ thuộc chính là câu hỏi “Đánh giá sự
hài lòng nói chung của bệnh nhân đối với bệnh
viện”, cũng được đo bằng thang 5 điểm Likert.
Thực hiện mô hình hồi quy này sẽ đánh giá tính
giá trị hội tụ (convergent validity) của bộ công
cụ(11). Nếu mô hình hồi quy có ý nghĩa thống kê
và hệ số xác định điều chỉnh (Adj-R2) của bộ

Chuyên Đề Y Tế Công Cộng


Y Học TP. Hồ Chí Minh * Phụ Bản Tập 23 * Số 5 * 2019

Nghiên cứu Y học

công cụ nào cao hơn thì tính giá trị của bộ công
cụ đó tốt hơn.

thích cho 49,7% sự biến thiên cửa sự hài lòng (R2
điều chỉnh = 0,497) (Bảng 3).

Kết quả phân tích tại Bảng 3 cho thấy cả 2 mô
hình đều có ý nghĩa thống kê với hệ số xác định
điều chỉnh (Adj-R2) khác nhau, trong đó hệ số
xác định điều chỉnh của bộ công cụ BYT thấp
hơn bộ công cụ SERVPERF (0,374 so với 0,497).

Đối với mô hình của bộ công cụ BYT, chỉ có
yếu tố “kết quả” là có ý nghĩa thống kê trong mô
hình (p <0,01). Yếu tố này bao gồm các đánh giá

về thuốc điều trị, trang thiết bị y tế, giá cả dịch
vụ và “tin tưởng” vào chất lượng dịch vụ. Mô
hình này cũng chỉ giải thích 37,4% biến thiên sự
hài lòng, thấp hơn so với mô hình SERVPERF.

Đối với bộ công cụ SERVPERF, các yếu tố
Lương, Giám sát, Phúc lợi, Thưởng và Công việc
là những yếu tố có ý nghĩa thống kê trong mô
hình. Đối với bộ công cụ BYT, 2 yếu tố có ý
nghĩa thống kê bao gồm Môi trường làm việc và
Sự hài lòng chung.

So sánh 2 bộ công cụ
So sánh các tiêu chuẩn AIC (Akaike
Information Criteria) và RMSE (Root Mean
Square Errors) của 2 mô hình cho thấy các tiêu
chuẩn này của mô hình thuộc bộ công cụ của
BYT đều có giá trị lớn hơn so với mô hình của bộ
công cụ SERVPERF (Bảng 4), đồng nghĩa với mô
hình thuộc bộ công cụ BYT ít phù hợp hơn so
với mô hình thuộc bộ công cụ SERVPERF. Ngoài
ra, hệ số xác định R2 điều chỉnh của mô hình
thuộc bộ công cụ SERVPERF lớn hơn hệ số xác
định điều chỉnh của bộ công cụ BYT, tức là mô
hình SERVPERF giải thích sự biến thiên phương
sai của sự hài lòng tốt hơn mô hình BYT (49,7%
so với 37,4%). Với các tiêu chuẩn trên có thể cho
rằng tính giá trị của bộ công cụ SERVPERF tốt
hơn bộ công cụ BYT.
Bảng 4: So sánh 2 mô hình SERVPERF và BYT

Bảng 3: Mô hình hồi quy tuyến tính của 2 bộ công cụ
SERVPERF và BYT
Mô hình
beta beta chuẩn SE Giá trị p
2
Bộ công cụ SERVPERF: F = 40,46, p value < 0,001, Adj-R
= 0,4966
**
Sự đảm bảo chất
0,36
0,36
0,13 0,007
lượng
Sự đáp ứng
0,01
0,01
0,04 0,077
Cơ sở vật chất
0,14
0,15
0,08 0,094
Sự tin cậy
- 0,01
- 0,02
0,10 0,885
*
Sự cảm thông
0,26
0,27

0,10 0,013
Bộ công cụ BYT:
2
F = 24,92, p value < 0,001, Adj-R = 0,3742
Khả năng tiếp cận - 0,08
- 0,08
0,09 0,403
Thông tin, thủ tục KCB 0,15
0,14
0,12 0,195
Cơ sở vật chất
0,12
0,13
0,08 0,153
Thái độ, năng lực
0,04
0,03
0,11 0,746
***
Kết quả
0,45
0,43
0,10 <0,001

Mô hình
SERVPERF
BYT

mức ý nghĩa: * 0,05, ** 0,01, *** 0,001

2

Adj-R
0,4966
0,3742

AIC
242,236
285,989

RMSE
0,427
0,476

Kết quả cho thấy mô hình hồi quy của cả 2
Ngoài ra, sử dụng phương pháp phân tích
bộ công cụ đều là mô hình có ý nghĩa (p <0,001),
trung bình nhân cho thấy cả 2 bộ công cụ tuy
thỏa mãn tính giá trị hội tụ của 2 bộ công cụ này.
có hệ số tương quan chấp nhận được (r=0,63)
Mô hình SERVPERF cho thấy có 2 yếu tố có ý
nhưng đều tồn tại sai khác cố định (fixed bias)
nghĩa thống kê. Đó là các yếu tố “sự đảm bảo
và sai khác tỉ lệ (proportional bias) do hệ số a
chất lượng” (p <0,01) và “sự cảm thông”
có 95% khoảng tin cậy không chứa giá trị zero
(p<0,05). Đây là những yếu tố liên quan đến
và hệ số b có 95% khoảng tin cậy không chứa
đánh giá trình độ chuyên môn và thái độ cư xử
giá trị 1 (Bảng 5).

của bác sĩ, điều dưỡng (sự đảm bảo chất lượng);
và liên quan đến thủ tục hành chính và thái độ
của hộ lý (sự cảm thông). Mô hình này đã giải
Bảng 5: Phân tích hồi quy trung bình nhân 2 bộ công cụ MOH và SERVPERF
r

a

95% CI

b

95% CI

0,63

- 0,556

-1,087; -0,024

1,303

1,163; 1,443

Chuyên Đề Y Tế Công Cộng

Lệch
Cố định
Có

Tỉ lệ
Có

103


Nghiên cứu Y học

Y Học TP. Hồ Chí Minh * Phụ Bản Tập 23 * Số 5 * 2019

So sánh kết quả sự hài lòng được đánh giá bởi
giữa 2 bộ công cụ
Kết quả phân tích cho thấy bộ công cụ của
Bộ Y tế cho kết quả “hài lòng” cao hơn so với bộ
công cụ SERVPERF, cả trung bình lẫn trung vị.
Test t Student so sánh giá trị trung bình và test
Wilcoxon so sánh giá trị trung vị cho thấy sự
khác biệt này là có ý nghĩa thống kê (p <0,01).
Bảng 6: So sánh kết quả khảo sát sự hài lòng của 2
mô hình SERVPERF và BYT
Thống kê
Trung vị
Trung bình
Giá trị nhỏ nhất
Giá trị lớn nhất
Khoảng tin cậy 95%
So sánh

SERVPERF
BYT

3,77
4,36
3,77
4,35
2,77
2,93
5,00
5,00
3,71; 3,83
4,28; 4,43
t = 12,266, p < 0,001
W = 32236, p < 0,001

BÀN LUẬN

chỉnh và áp dụng một trong 2 bộ công cụ hoặc cả
2 bộ công cụ có thể có những bước đi chưa phù
hợp. Khắc phục sự sai khác này có thể được thực
hiện thông qua các bước phân tích nhân tố khám
phá và phân tích nhân tố xác định phù hợp.
Cũng chính vì sự khác biệt này mà kết quả phân
tích sự hài lòng thông qua 2 bộ công cụ đã cho
kết quả khác nhau (Bảng 6).

KẾT LUẬN
Cả hai bộ công cụ SERVPERF và BYT đều
có hệ số tin cậy cao >0,8, trong đó bộ công cụ
của BYT có giá trị tương thích nội tại cao hơn
(alpha = 0,97).
Tính giá trị của bộ công cụ SERVPERF tốt

hơn so với bộ công cụ BYT và giải thích sự hài
lòng bệnh nhân tốt hơn.
Tồn tại sự sai khác cố định và sai khác tỉ lệ
giữa 2 bộ công cụ.

Qua phân tích tính tin cậy và tính giá trị, kết
quả cho thấy cả 2 bộ công cụ đều đảm bảo tính
tin cậy và tính giá trị. Hệ số Cronbach alpha,
lượng hóa tính tương thích nội tại (là một trong
những thể hiện của tính tin cậy), đều cho kết quả
>0,8 ở bộ công cụ SERVPERF và >0,9 ở bộ công
cụ BYT, chứng tỏ độ tin cậy cao. Thêm vào đó,
phân tích hồi quy tuyến tính dựa trên các tham
số của 2 bộ công cụ cũng cho kết quả của 2 mô
hình có ý nghĩa thống kê, đồng nghĩa với tính
giá trị của 2 bộ công cụ được chứng minh.

Áp dụng bộ công cụ BYT sẽ cho kết quả hài
lòng hơn so với áp dụng bộ công cụ SERVPERF,
nhưng tính giá trị thấp hơn.

Tuy nhiên, khi so sánh tính giá trị của 2 bộ
công cụ thì bộ công cụ SERVPERF ưu thế hơn
khi bộ công cụ này đã giải thích 49,7% sự biến
thiên của hài lòng so với chỉ có 37,4% của bộ
công cụ BYT. Ưu thế này còn rõ ràng hơn khi so
sánh các giá trị AIC và RMSE giữa 2 mô hình
(Bảng 5). Có nghĩa là khi so sánh về hệ số xác
định điều chỉnh R2, bộ công cụ SERVPERF có
tính giá trị cao hơn bộ công cụ Bộ Y Tế.

2.

Sự khác biệt giữa 2 bộ công cụ còn thể hiện ở
kết quả phân tích hồi quy trung bình nhân của 2
mô hình với tồn tại cả 2 loại sai khác (bias): sai
khác cố định và sai khác tỉ lệ. Sự sai khác này
chứng tỏ quá trình xây dựng, thử nghiệm, hoàn

6.

104

Cần có các nghiên cứu sâu hơn về phân tích
nhân tố (khám phá và xác định) để có bằng
chứng khoa học áp dụng bộ công cụ trong khảo
sát sự hài lòng bệnh nhân, góp phần cải tiến chất
lượng bệnh viện.

TÀI LIỆU THAM KHẢO
1.

3.

4.
5.

7.

Bộ Y tế (2016). Tiêu chí chất lượng bệnh viện Việt Nam. Quyết

định số 6858/QĐ-BYT ngày 18/11/2016.
Carrillat FA, Jaramillo F and Mulki JP (2007). The validity of the
SERVQUAL and SERVPERF scales: A meta-analytic view of 17
years of research across five continents. International Journal of
Service Industry Management, 18(5):472-490.
Cronin JJ and Taylor SA (1994). SERVPERF versus SERVQUAL:
reconciling performance-based and perceptions-minusexpectations measurement of service quality. Journal of
Marketing, 58(1):125-131.
Donabedian A (1988). The quality of care. How can it be
assessed? JAMA, 260(12):1743 - 1748.
Grøndahl VA, et al (2013). Exploring patient satisfaction
predictors in relation to a theoretical model. International Journal
of Health Care Quality Assurance, 26(1):37-54.
Hair JF (2010). Multivariate data analysis: a global perspective.
Upper Saddle River, NJ. London: Pearson Educatio.
Lê Tấn Phùng and FitzGerald G (2014). Applying the
SERVPERF Scale to evaluate Quality of Care in Two Public
Hospitals at Khanh Hoa Province, Vietnam. Asia Pacific Journal
of Health Management, 9(2):66-76.

Chuyên Đề Y Tế Công Cộng


Y Học TP. Hồ Chí Minh * Phụ Bản Tập 23 * Số 5 * 2019
8.

Lê Tấn Phùng and FitzGerald G (2015). A study on Patient
Satisfaction at Khanh Hoa Provincial General Hospital. Asia
Pacific Journal of Health Management, 10(3):GS17-GS26.
9. Lê Tấn Phùng, FitzGerald G (2014). Nghiên cứu đánh giá độ tin

cậy và tính giá trị của thang đo đánh giá sự hài lòng của bệnh
nhân tại Khánh Hòa. Y tế công cộng, 30:46-51.
10. Murray J (2013). Likert data: What to use, parametric or nonparametric? International Journal of Business and Social Science,
4(11):1-7.

Chuyên Đề Y Tế Công Cộng

Nghiên cứu Y học

11. Parasuraman A, Berry LL and Zeithaml VA (1991). Refinement
and Reassessment of the SERVQUAL Scale Journal of Retailing,
67(4):420.

Ngày nhận bài báo:

15/08/2019

Ngày phản biện nhận xét bài báo:

31/08/2019

Ngày bài báo được đăng:

15/10/2019

105