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

Nội dung text: Kết luận thống kê về nhu cầu chăm sóc sức khỏe ở Hải Dương

1. 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
2. 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.
3. 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); • X i 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 EYX i . Nói chung, EYX i là một hàm của X i sao cho: EYX i = fX i fX i 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 e01 X EYX (2.1) 1 e01 X Trong đó, • 0 là hệ số tự do (hay hệ số chặn),
4. • 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: x gx ln (2.12) 1 x Nhận xét: + g x 01 x là hàm tuyến tính của x với x , + 01 x 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 y 1 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 E  0 vàVar  V ar Y x . 1 x 3. Mô hình hồi quy Logistic Xét biến phụ thuộc là biến nhị phân Y và k biến độc lập XXX12, , , k . 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 = a1X1 + a2X2 + + akXk + 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. p log a1 X 1 a 2 X 2 akk X b 1 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:
5. a. Theo (1.1) ta có P Y 1 x x , do đó có P Y 01 x x . Như vậy Y nhận giá trị 1 với xác suất bằng xi và nhận giá trị 0 với xác suất bằng 1 xi , in 1, , . Với mỗi cặp xyii, , , 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 β1 = 0 đúng thì tiêu chuẩn thống kê G có phân phối tiệm cận phân phối χ 2 với bậc tự do bằng 1.
6. 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 α0 cho trước (thường được ấn định bằng 0.001 hoặc bằng 0.05) - Nếu α0 ≤α , ta bác bỏ H (với mức ý nghĩa α0 ) - Nếu α0 >α , ta chấp nhận H (với mức độ tin cậy 100( 1−α0 )%) 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 Khi tương ứng với khả năng thứ nhất D1 0 Khi không tương ứng với khả năng thứ nhất D2 1 Khi tương ứng với khả năng thứ hai
7. 0 Khi không tương ứng với khả năng thứ hai 1 Khi tương ứng với khả năng thứ k-1 Dk 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
8. 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
9. 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 X 1 X 0 Y 1 e01 e0 1 0 1 e01 1 e0 Y 0 1 1 1 0 1 e01 1 e0 Tổng 1,0 Ta có khoảng ước lượng của 1 với độ tin cậy 100 1 % là ˆ Z SE ˆ  ˆ;  ˆ Z SE ˆ  ˆ 1 2 1 1 2 1 Do đó khoảng ước lượng của tỷ số chênh với độ tin cậy là ˆ ˆ ˆ ˆ ˆ ˆ 1 Z 2 SE  1  1 Z 2 SE  1 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 DD12 1, 0 DD12 0, 1 DD12 0, 0 y 1 e01 j e02 j e0 1,0 0,1 0,0  1 e01 j 1 e02 j 1 e 0 y 0 1 1 1 1,0  0,1  0,0 1 e 01j 1 e 02j 1 e0 Tổng 1.0 Vậy khoảng ước lượng của tỷ số chênh  .,. với độ tin cậy là: ˆ ˆ ˆ ˆ ˆ ˆ ju Z 22 cSE  ju  ju Z cSE  ju ee; với u 1,2.
10. + Mô hình có biến độc lập liên tục. Log tỷ số chênh khi x thay đổi c đơn vị là g x c g x c1 , từ tỷ số chênh  c x c, x ec1 ta có khoảng ước lượng của tỷ số chênh  c với độ tin cậy ˆ ˆ ˆ ˆ ˆ ˆ ju Z 22 cSE  ju  ju Z cSE  ju 100 1 % là 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, yij  0 1 x ij uj e ij , (1) trong đó yij 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, xij là biến giải thích, 1 là hệ số dốc, u j là ảnh hưởng ngẫu nhiên của những biến đổi ngẫu nhiên ở mức 2, và eij là ảnh hưởng ngẫu nhiên mức 1. Các tham số cho ảnh hưởng ngẫu nhiên thỏa mãn E uj E e ij 0, vuar  2 , vear  2 , covue , 0 và covuu , 0 với jj ' . Mối ju ij e j ij j j' 2 2 2 tương quan nội tại thu được từ biểu thức u  u  e . Ta tiếp tục mở rộng mô hình 2 mức đơn giản thành mô hình 3 mức với hệ số ngẫu nhiên, yijk  0 1 x ijk u 1jk x ijk v 0 k u 0 jk e 0ijk , (2) Trong đó k chỉ số mức 3, v0k và u0 jk là hệ số chặn ngẫu nhiên cho mức 3 và mức 2, tương ứng với xijk là biến giải thích được quan sát ở mức 1 và u1 jk là ảnh hưởng ngẫu nhiên của ở mức 2. Các tham số khác trong mô hình thỏa mãn
11. 2 2 2 E v0k E u 0 jk E e 0 ijk 0, vvar 00kv  , vuar 00jk  u , vuar 11jk  u , 2 vear 00ijk  e và cov uu0jk , 1 jk  u 01. 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: log p 1 p  x u , (3) ij ij 01 ij j trong đó u j là ảnh hưởng ngẫu nhiên ở mức 2. Trong mô hình trên, u j và yij được giả định là độc lập với nhau. Cũng như trong mô hình tuyến tính nhiều mức, 2 u j được giả thiết có phân phối chuẩn với kì vọng 0 và phương sai  u . Mô hình (3) thường được mô tả dưới dạng khác của mô hình nhiều mức cho bởi phương trình (4) và (5), log p 1 p  x (mô hình mức 1) (4) ij ij 01 j ij 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 yij phụ thuộc vào yij một cách liên tục. Ta chỉ quan sát trực tiếp được biến phụ thuộc nhị phân yij chứ không phải * * . Tuy nhiên, ta biết yij 0 nếu yij 1và yij 0 nếu yij 1. Mô hình nhiều mức * cho yij tương đương với (3) có thế viết như sau: * yij 01 x ij u j e ij (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, log p 1 p  x u x v u (9) ijk ijk 0 1 ijk 1 jk ijk 0 k 0 jk
12. trong đó ij, và k tương ứng với các chỉ số mức 1, 2 và 3; v0k và u0 jk là hệ số chặn ngẫu nhiên ở mức 3 và mức 2, và u1 jk là hệ số dốc ngẫu nhiên của biến giải thích xijk . Phương trình (9) là mô hình gộp, có thể được mô tả lại bằng hệ phương trình nhiều mức sau: log p 1 p  x ( mô hình mức 1) ij ij 01 jk jk ij 0jk 0 ku 0 jk (mô hình mức 2) 1jj 1u 1 (mô hình mức 2) 0kk 0v 0 (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,
13. 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
14. 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
15. 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 p 0,00 ) 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.
16. (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
17. 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
18. 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 p 0,00 ) 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
19. 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
20. 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 p 0,00 ) 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.
21. 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
22. 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 p 0,00 . 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.
23. 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
24. 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.
25. 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
26. triển khai loại hình dịch vụ chăm sóc sức khỏe này có thể bắt đầu từ khu vực thành thị và mở rộng ra các khu vực khác. Ngoài ra có thể nghiên cứu kết hợp các chế độ chính sách liên quan đến BHYT với việc phát triển dịch vụ khám chữa bệnh tại nhà, dần dần cho phép người dân sử dụng chi trả dịch vụ khám chữa bệnh tại nhà bằng BHYT, song song với việc từng bước tiến tới thực hiện BHYT toàn dân. Khi đó công tác khám chữa bệnh tại nhà sẽ có diện bao phủ rộng khắp, phát huy tối đa các ưu thế đã được bàn luận ở phần trên.
27. Bảng 3.2.1 Bảng 3.2.2
28. Bảng 3.2.3 Bảng 3.2.4 Bảng 3.2.5
29. Bảng 3.3.1
30. Bảng 3.3.2 Bảng 3.3.3
31. Bảng 3.3.4
32. References. [1] Đào Hữu Hồ, Đặng Văn Hữu, Hoàng Hữu Như (2004), Thống kê Toán học, NXB ĐHQGHN. [3] Trần Manh Tuấn (2004), Xác suất và thống kê, lý thuyết thực hành và tính toán, NXB ĐHQGHN. [4] C. Mitchell Dayton (1992), Logistic regression analysis, University of Maryland. [5] Goldstein, H.(1995), Multilevel statististial models, London: Arnold.