Phát triển thang đo chất lượng chăm sóc điều dưỡng ngoại trú ở các bệnh viện khu vực phía Nam

Nghiên cứu Y học Y Học TP. Hồ Chí Minh * Phụ Bản Tập 23 * Số 4 * 2019 Hội Nghị Khoa Học Nhi Khoa BV. Nhi Đồng 1 202 PHÁT TRIỂN THANG ĐO CHẤT LƯỢNG CHĂM SÓC ĐIỀU DƯỠNG NGOẠI TRÚ Ở CÁC BỆNH VIỆN KHU VỰC PHÍA NAM Đỗ Văn Niệm*, Lê Minh Lan Phương*, Lê Thị Trúc*, Lê Thị Châu*, Nguyễn Thị Cẩm Lệ*, Huỳnh Thị Thanh Trang**, Thân Thị Thu Ba**, Biện Huỳnh San Đan***, Trần Thị Anh Thư****, Ngô Hoàng Anh*****, Lý Thị Diễm Thúy******, Khưu Thoại Hoa******* TÓM TẮT Mục tiêu: Phát triển thang đo chất lượng chăm sóc điều dưỡng ngoại trú. Phương pháp: Kết hợp phương pháp định tính để xây dựng thang đo khởi đầu với khảo sát cắt ngang tại 7 điểm nghiên cứu, cỡ mẫu mỗi điểm là 300. Thực hiện phân tích nhân tố khám phá, khẳng định, mô hình cấu trúc để đánh giá độ tin cậy, giá trị và giá trị lý thuyết của thang đo. Kết quả: Mô hình đo lường cuối cùng gồm 22 biến chỉ báo và 4 nhân tố theo thứ tự là ‘hữu hình’, ‘hướng dẫn’, ‘giao tiếp’ và ‘hài lòng chung’. Mô hình này có độ phù hợp chấp nhận được (2/df: 2,66; CFI: 0,930; TLI: 0,920; RMSEA: 0,071 [90% CI: 0,63-0,078], SRMR: 0,048); đảm bảo độ tin cậy và tính giá trị (Alpha: 0,836; 0,842; 0,923; 0,906 -AVE: 0,432; 0,523; 0,704; 0,710); bất biến qua phân tích đa nhóm theo giới, trình độ đào tạo và bất biến đối với hệ số tải biến-nhân tố giữa các điểm nghiên cứu. Giao tiếp, hướng dẫn và yếu tố hữu hình ảnh hưởng có ý nghĩa đến hài lòng chung về chăm sóc điều dưỡng. Kết luận: Thang ONC có giá trị và độ tin cậy chấp nhận được, có thể áp dụng trong bối cảnh Việt Nam. Từ khóa: phân tích nhân tố khám phá (EFA), phân tích nhân tố khẳng định (CFA), mô hình cấu trúc (SEM), chăm sóc điều dưỡng (CSĐD). ABSTRACT DEVELOPING THE QUALITY MEASURING SCALE OF OUTPATIENT NURSING CARE in THE SOUTHERN ZONE OF VIETNAM Do Van Niem, Le Minh Lan Phuong, Le Thi Truc, Le Thi Chau, Nguyen Thi Cam Le, Huynh Thi Thanh Trang, Than Thi Thu Ba, Bien Huynh San Dan, Tran Thi Anh Thu, Ngo Hoang Anh, Ly Thi Diem Thuy, Khuu Thoai Hoa * Ho Chi Minh City Journal of Medicine * Supplement of Vol. 23 – No. 4 - 2019: 202 – 212 Objectives: To develop a quality measuring scale of Outpatient Nursing Care (ONC). Method: This study associated qualitative method with a survey at 7 outpatient clinics, average sample size of every site was 300. Doing exploratory factor analysis, confirmatory factor analysis and structural equation modeling for evaluating reliability and validity of measurement model, and nomological validity of the scale. Results: The final measurement model had 22 items and 4 constructs (tangible, support, communication and overall satisfaction). It has shown enough evidence of acceptability(2/df: 2.66, CFI: 0.930, TLI: 0.920, RMSEA: 0.071 [90%CI: 0.063-0.078]), reliability, validity (Alpha: 0.836, 0.842, 0.923, 0.906; AVE: 0.432, 0.523, 0.704, 0.710), invariance for gender and education, and partially invariance for cross-context-based analysis (loadings). Factors of tangible, support, communication had significantly positive inpact to overall *BV Nhi Đồng 1 **BV Trưng Vương ***BVĐK Khu vực Củ Chi TP. Hồ Chí Minh ****BVĐK Đồng Nai *****BV Quận 2 ******BV Quận Gò Vấp *******BV Quận 11 Tác giả liên lạc: BS. Đỗ Văn Niệm ĐT: 0909997987 Email: niemdv@nhidong.org.vn Y Học TP. Hồ Chí Minh * Phụ Bản Tập 23 * Số 4 * 2019 Nghiên cứu Y học Hội Nghị Khoa Học Nhi Khoa BV. Nhi Đồng 1 203 satisfaction of nursing care service. Conclusion: The ONC scale has accepted reliability and validity for applying in Vietnamese context. Key words: exploratory factor analysis (EFA), confirmatory factor analysis (CFA), structural Equation modeling (SEM), nursing care service ĐẶT VẤN ĐỀ Chăm sóc điều dưỡng là thành tố quan trọng của dịch vụ y tế, được đánh giá lồng ghép trong mẫu khảo sát hài lòng người bệnh do Bộ Y tế ban hành năm 2016(3). Tháng 5-2017, Sở Y tế TP. Hồ Chí Minh tổ chức ki-ốt khảo sát không hài lòng người bệnh tại khoa khám bệnh ở các bệnh viện công lập và chăm sóc điều dưỡng thường được phản ánh trong Top 5. Khoa khám bệnh là một khu vực đặc biệt do lưu lượng người bệnh lớn, cần thực hiện nhanh, mô hình bệnh đa dạng. Chăm sóc điều dưỡng ngoại trú cũng có tính đặc thù, thay đổi theo khu vực và từng bệnh viện. Ở khu vực phía Nam hiện có 2 hình thức phổ biến nhất là điều dưỡng hỗ trợ bác sỹ khám bệnh theo từng phòng khám (“mô hình cặp đôi” - điều dưỡng làm việc chung với bác sỹ ngay trong phòng khám) và điều dưỡng hỗ trợ nhiều hơn 1 phòng khám (“mô hình cụm” - điều dưỡng làm việc ở bên ngoài ngay trước khu vực phòng khám của bác sỹ). Tương tác hiệu quả với người bệnh và giáo dục sức khỏe trong thời gian ngắn có thể là chìa khóa đối với chất lượng chăm sóc điều dưỡng ngoại trú. Vì vậy, những thang đo dành cho khu vực nội trú có thể không thích hợp để khảo sát trải nghiệm của khách hàng trong bối cảnh này. Nhóm nghiên cứu Bệnh viện Nhi đồng 1 đã bước đầu phát triển thang đo trải nghiệm người bệnh về chăm sóc điều dưỡng ngoại trú ONC (Outpaient Nursing Care Scale) nhưng theo hướng đặc thù nhi khoa(16). Nghiên cứu này nhằm tiếp tục phát triển ONC dựa trên khung SERVQUAL(21), tham khảo mô hình Cox(6) và thuyết môi trường của Nightingale(22), nhằm xây dựng một thang đo phù hợp hơn trong bối cảnh Việt Nam, để đo lường chất lượng và đối sánh giữa các bệnh viện. Đồng thời kết hợp đánh giá tính giá trị của thang đo với ảnh hưởng của các khái niệm thành phần đối với hài lòng chung nhằm đảm bảo giá trị lý thuyết của thang đo. Mục tiêu nghiên cứu Phát triển thang đo chất lượng chăm sóc điều dưỡng ngoại trú (ONC: Outpatient Nursing Care Scale) phù hợp với các loại hình bệnh viện và chuyên khoa. Đánh giá chất lượng thang đo và thiết lập mô hình tương quan giữa các khái niệm. ĐỐI TƯỢNG - PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU Phương pháp nghiên cứu Thiết kế nghiên cứu Kết hợp phương pháp định tính và nghiên cứu cắt ngang. Giai đoạn 1 Nghiên cứu tổng quan các thang đo lường chất lượng chăm sóc điều dưỡng như PSNCQQ (Patient Satisfaction Nursing Care Quality Questionnaires, Laschinger, 2005)(15), NSNS (Newcastle Satisfaction to Nursing Scale, LH. Thomas, 1996)(17), PSNCS (Patient Satisfaction with Nursing Care Scale, Tang WM, 2013)(23), Modified PSNCS (Modified Patient Satisfaction with Nursing Care Scale, Imelda RK, 2018)(14); hoặc chất lượng dịch vụ y tế có nội dung chăm sóc điều dưỡng như PPEQ (Picker Patient Experience Questionnaires)(12), PSQ-18&III (Patient Satisfaction Questionnaires 18 & III)(19), HCAHPS (Hospital Consumer Assessment of Healthcare Provider and System)(5); làm cơ sở phát triển thang đo dùng trong nghiên cứu. Hầu hết các thang đo này dựa trên mô hình đo lường chất lượng dịch vụ theo trường phái Bắc Mỹ - Thang SERVQUAL)(21), mô hình thứ bậc hay kết hợp(7,20) hoặc thuyết môi trường của Nightingale(22) hoặc mô hình tương tác của Cox(6,24). Từ nghiên cứu tổng quan và thang ONC giới thiệu năm 2018(16), nhóm phân tích quy trình Nghiên cứu Y học Y Học TP. Hồ Chí Minh * Phụ Bản Tập 23 * Số 4 * 2019 Hội Nghị Khoa Học Nhi Khoa BV. Nhi Đồng 1 204 làm việc của điều dưỡng phòng khám ở 7 điểm nghiên cứu, kết hợp thảo luận nhóm với các điều dưỡng có kinh nghiệm để hình thành bộ câu hỏi khởi đầu gồm 5 cấu trúc với 28 biến chỉ báo, bổ sung yếu tố hữu hình và phát triển yếu tố hài lòng thành thang đo đa thành phần. Thang đo đề xuất ban đầu gồm 4 cấu trúc thuộc nhóm yếu tố đầu vào và quá trình thực hiện là yếu tố hữu hình (gồm 4 câu hỏi về các yếu tố có thể quan sát trực tiếp liên quan điều dưỡng phòng khám), quy trình tiếp nhận của điều dưỡng (gồm 6 câu đánh giá về quá trình công việc và kỹ năng chuyên môn), hướng dẫn quy trình khám bệnh (gồm 8 câu hỏi các nội dung của khâu tiếp theo, chất lượng thông tin), kỹ năng giao tiếp của điều dưỡng (gồm 6 câu hỏi đánh giá thái độ và kỹ năng giao tiếp), và cấu trúc thuộc nhóm kết quả hoạt động là hài lòng chung (được đo lường bằng 4 câu nhận định chung và thời gian dành cho người bệnh). Nguồn tham khảo các câu hỏi thành phần trong cả 5 cấu trúc đề xuất trình bày tại phụ lục 1. Sử dụng các câu hỏi khởi đầu để thiết kế mẫu phỏng vấn chuyên gia điều dưỡng nhằm đánh giá mức độ cần thiết của từng mục hỏi, dùng thang Likert 3 khoảng [1-Không cần thiết, 2-Có thể có ích nhưng không cần thiết, 3-Cần thiết], tính tỷ số giá trị nội dung (CVR: Content Validity Ratio) theo công thức: CVR = (Ne – N/2)/(N/2). Trong đó Ne là số người trả lời mức 3 và N là tổng số người trả lời mục hỏi. Các câu hỏi đạt yêu cầu CVR > 0,49 được sử dụng để thiết kế bộ câu hỏi thang Likert 4 khoảng, tiếp tục phỏng vấn chuyên gia ở 2 tiêu chí “liên quan” [1-Không liên quan, 2-Cần nhưng cần hiệu chỉnh, 3-Liên quan nhưng cần hiệu chỉnh nhỏ, 4-Rất liên quan] và “rõ ràng” [1-Không rõ ràng, 2-Cần hiệu chỉnh, 3-Cần hiệu chỉnh nhỏ, 4- Rất rõ ràng] nhằm đánh giá chỉ số giá trị nội dung cho từng mục hỏi (I-CVI: Item-Content Validity Index) và hoàn thiện chi tiết các mục hỏi. I-CVI được tính bằng tổng số người trả lời mức 3 hoặc 4 chia tổng số người trả lời mục hỏi(9,26). Toàn bộ 28 câu hỏi ban đầu có I-CVI >0,8 được tiếp tục sử dụng ở bước tiếp theo. Bộ câu hỏi được hiệu chỉnh sau đánh giá chuyên gia lần 2, được thiết kế hoàn chỉnh theo mẫu câu hỏi phỏng vấn tự điền để phỏng vấn đối tượng đích, kết hợp thảo luận nhóm nhỏ, nhằm đánh giá sự dễ hiểu và chỉ số tác động của từng mục hỏi (IIS: Item Impact Score). Sử dụng thang Likert 5 khoảng cho khảo sát này [1- “không quan trọng”; 2-“rất ít quan trọng”; 3- “khá quan trọng”; 4-“quan trọng”; 5-“rất quan trọng”]. Từ đó tính % người trả lời mức 4,5 (tần suất) và điểm trung bình cộng của từng câu hỏi (quan trọng). Tính IIS cho từng câu hỏi theo công thức: Tần suất x Quan trọng (Zamanzadeh và cộng sự)(9,26). Cỡ mẫu phỏng vấn tại mỗi điểm ở trong giai đoạn nghiên cứu định tính là 10. Toàn bộ 28 câu hỏi đều đạt cả 3 yêu cầu CVR > 0,49; I-CVI > 0,8 và IIS >1,5 được sử dụng để thiết kế thang đo khảo sát định lượng (phụ lục 1). Nghiên cứu này nhằm kiểm định 4 giả thuyết nghiên cứu sau đây (Hình 1): H1: Chất lượng hoạt động tiếp nhận người bệnh ảnh hưởng tích cực đến hài lòng chung về chăm sóc điều dưỡng. H2: Chất lượng hoạt động hướng dẫn người bệnh ảnh hưởng tích cực đến hài lòng chung về chăm sóc điều dưỡng. H3: Kỹ năng giao tiếp của điều dưỡng ảnh hưởng tích cực đến hài lòng chung về chăm sóc điều dưỡng. H4: Các yếu tố hữu hình có liên quan đến điều dưỡng phụ bác sỹ khám ảnh hưởng tích cực đến hài lòng chung về chăm sóc điều dưỡng. Giai đoạn 2 Nghiên cứu cắt ngang phân tích. Chọn mẫu khảo sát & thu thập dữ liệu Nghiên cứu thực hiện tại 7 điểm. Chọn mẫu thuận tiện theo định mức với cỡ mẫu dự kiến cho mỗi điểm là 300. Phân tầng lấy mẫu theo định mức các nhóm người bệnh dựa trên tỷ lệ khám của nhóm trong tháng liền kề trước nghiên cứu. Thời gian lấy mẫu từ tuần 12 đến Y Học TP. Hồ Chí Minh * Phụ Bản Tập 23 * Số 4 * 2019 Nghiên cứu Y học Hội Nghị Khoa Học Nhi Khoa BV. Nhi Đồng 1 205 13-2019. Người lấy mẫu là nhân viên y tế tại điểm nghiên cứu đã được tập huấn phương pháp lấy mẫu thống nhất. Các nghiên cứu viên chính giám sát quá trình lấy mẫu và phỏng vấn nhằm đảm bảo chất lượng dữ liệu. Hình 1. Mô hình nghiên cứu lý thuyết Sàng lọc dữ liệu và chuẩn bị mẫu phân tích Dữ liệu được nhập và quản lý bằng Excel 2016, loại bỏ trường hợp khuyết trên 10% (từ 3 câu) hoặc trả lời giống nhau hoàn toàn cả 28 câu. Trường hợp khuyết dưới 10% được giữ lại và hiệu chỉnh bằng giá trị trung vị theo trường hợp vì biến đo lường bằng thang Likert. Những trường hợp khuyết theo cặp biến trên cùng 1 trường hợp, không đảm bảo quy luật MAR (Missing At Random) được loại khỏi mẫu phân tích. Mã hóa mẫu phân tích theo tên tắt của bệnh viện lấy mẫu. Bốc thăm chọn 3 mẫu (1 điểm là bệnh viện đa khoa hạng 1, 1 điểm là bệnh viện đa khoa hạng 2 cùng với điểm ND1 - chuyên khoa hạng I) để thiết lập mô hình. Các mẫu còn lại dùng để kiểm định chéo các mô hình. Phương pháp phân tích dữ liệu định lượng Quá trình phân tích gồm kiểm tra các giả định yêu cầu về dữ liệu, phân tích nhân tố khám phá (EFA: Exploratory Factor Analysis) để hiệu chỉnh mô hình lý thuyết, phân tích nhân tố khẳng định (CFA: Confirmatory Factor Analysis) để kiểm định mô hình đo lường và cuối cùng sử dụng mô hình cấu trúc (SEM: Structural Equation Modelling) để đánh giá mối liên quan giữa các khái niệm trong thang đo. Sử dụng ngôn ngữ R phiên bản 3.5.3 (2019-03-11) và các gói phân tích (packages): psych, lavaan, ggcorrplot, ggplot2, semTools, semPlot cập nhật ngày 13-04-2019, tải từ địa chỉ: https://cran.r- project.org/(9). Kiểm tra dữ liệu trước phân tích EFA/CFA Kiểm tra phân phối bình thường bằng phép kiểm Mardia và Shapiro, giá trị ngoại lai đơn và đa biến, thông qua hàm mvn của gói mvnormtest. Kiểm tra tương quan theo cặp biến bằng psych::pairs.panels. Các yếu tố hữu hình liên quan điều dưỡng phụ bác sỹ khám bệnh (HUU HINH) Chất lượng tiếp nhận người bệnh của điều dưỡng phòng khám (TIEP NHAN) Chất lượng thực hiện thông tin, tư vấn cho người bệnh của điều dưỡng phòng khám (HUONG DAN) Kỹ năng giao tiếp của điều dưỡng phòng khám (GIAO TIEP) H 1 H 2 H 3 H 4 Giới Trình độ văn hóa Nghề nghiệp Lần khám Khu khám (BIẾN KIỂM SOÁT & ẢNH HƯỞNG) + Hài lòng chung về hoạt động chăm sóc điều dưỡng (HAILONG) Nghiên cứu Y học Y Học TP. Hồ Chí Minh * Phụ Bản Tập 23 * Số 4 * 2019 Hội Nghị Khoa Học Nhi Khoa BV. Nhi Đồng 1 206 EFA Gói phân tích psych 1.8.12. Xác định số nhân tố bằng Scree plot. Mẫu phù hợp khi KMO (Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy) >0,8, kiểm định Barllett có ý nghĩa với p <0,05. Trích nhân tố mô hình EFA bằng hàm factanal với phép trích hàm hợp lý cực đại (ML: Maximum Likelihood) và phép quay promax. Các biến bị loại nếu hệ số tải <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 (alpha) >0,7; khả năng giải thích mô hình >50%) và đảm bảo tính phân biệt (chênh lệch hệ số tải chéo >0,3; tương quan giữa các nhân tố <0,7). CFA/SEM(18) Chỉ định mô hình loại 1 theo Rosseel(25) với gói phân tích lavaan 0,6-3 và hàm CFA(), phương sai và hiệp phương sai trong mô hình khởi đầu đều được ước lượng tự do, phép trích mặc định hàm hợp lý cực đại ML (Maximum Likelihood). Quy trình đánh giá và hiệu chỉnh mô hình thực hiện từ đánh giá chỉ số phù hợp tổng quát (CFI: Comparative Fit Index, TLI: Tucker-Lewis coefficient, RMSEA: Root Mean Square Error of Approximation, SRMR: Standardized Root Mean Residual), dò tìm theo MI (Modification Indices) để xác định cặp sai số biến khảo sát có MI >20 và bổ sung ước lượng hiệp phương sai của sai số cho đến khi đạt yêu cầu. Xử lý các trường hợp tiềm ẩn sai số cho mô hình như phương sai biến khảo sát và hiệp phương sai của sai số có giá trị âm (nếu có). Tiếp theo đánh giá hệ số tải biến - nhân tố đảm bảo tính hội tụ (>0,5), phương sai biến - tổng >0,3. Cuối cùng kiểm tra giá trị tới hạn C.R. (Critical Ratio) và p-value đối với tham số ước lượng. Ngưỡng chấp nhận là 0,05 (C.R. >1,96). Mô hình CFA được đánh giá dựa trên: - Chỉ số phù hợp tổng quát: p>0,05 (hoặc 2/df 0,9; TLI >0,9; RMSEA <0,06 (maximum <0,08), - Giá trị cấu trúc được đánh giá dựa trên hệ số tải biến-nhân tố >0,5; 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, - Các tham số ước lượng có ý nghĩa thống kê với giá trị tới hạn C.R >1,96 hay p <0,05(4). Tính bất biến của mô hình được đánh giá qua phân tích đa nhóm về giới tính, nghề nghiệp, trình độ đào tạo và điểm nghiên cứu, dựa trên độ ổn định của chỉ số phù hợp tổng quát, 2 (ANOVA) không có khác biệt ý nghĩa, CFI <0,01 và RMSEA <0,015; trên cơ sở so sánh các mô hình cơ bản (configural), cố định hệ số tải (metric hay weak), cố định hệ số tải và hệ số chặn (strong hay scalar) và cố định cả phần dư (strict)(10). Để tránh hiện tượng quá phù hợp (overfitting), không sử dụng lặp lại mẫu phân tích ở giai đoạn tiếp theo của quá trình thiết lập mô hình. Y đức Nghiên cứu được thông qua bởi Hội đồng Bệnh viện Nhi Đồng 1 số 361/QĐ-BVNĐ 1. KẾT QUẢ Đặc điểm mẫu khảo sát Khảo sát tại 7 điểm nghiên cứu, trong đó có 2 bệnh viện đa khoa hạng I, 1 bệnh viện chuyên khoa hạng I (tuyến tỉnh) và 4 bệnh viện đa khoa hạng II (tuyến huyện). Mẫu được gọi theo tên tắt của điểm nghiên cứu: TV (BV. Trưng Vương), ND1 (Bệnh viện Nhi đồng 1), CC (BV Đa khoa Khu vực Củ Chi), DN (BV Đa khoa Đồng Nai), GV (BV Quận Gò Vấp), Q2 (BV. Quận 2), Q11 (BV. Quận 11). Sau khi loại bỏ trường hợp trả lời “ba phải” (giống nhau ở tất cả các câu) và khuyết cặp, các thống kê sơ bộ về mẫu phân tích được tính toán và trình bày tại phụ lục 1. Hệ số tương quan theo cặp biến >0,3 và tính bình thường về phân phối dữ liệu ở ngưỡng chấp nhận được. Mẫu Q11 có điểm trung bình cao gần mức tối đa của thang đo (4,5-4,7), giá trị phương sai nhỏ (0,5) và hằng định gần tuyệt đối ở tất cả các mục hỏi. Mẫu DN cũng có vấn đề Y Học TP. Hồ Chí Minh * Phụ Bản Tập 23 * Số 4 * 2019 Nghiên cứu Y học Hội Nghị Khoa Học Nhi Khoa BV. Nhi Đồng 1 207 tương tự nhưng mức độ ít hơn. Kết quả bốc thăm ngẫu nhiên chọn mẫu phân tích xác định mẫu ND1 cho EFA, mẫu TV cho CFA và mẫu CC để kiểm định ban đầu và hiệu chỉnh mô hình cấu trúc. Phân tích nhân tố khám phá trên mẫu ND1 KMO = 0,93; kiểm định phương sai đồng nhất Bartlett's K-squared = 432.92, df = 27, p < 0,001; kiểm định Bartlett's về tính đầy đủ của mẫu có 2 = 6291,828, df = 378, p <0,001. Trên scree plot đề nghị 5 nhân tố phù hợp với mô hình lý thuyết. Quá trình EFA lần lượt loại biến c18, c6, c9 do hệ số tải thấp dưới 0,4 và tải chéo. Các biến có hệ số tải thấp nhất là c8 (0,45), c7 (0,48) được giữ lại. Mô hình EFA cuối cùng (sau 2 lần hiệu chỉnh) có 25 biến chỉ báo và 5 cấu trúc được trình bày tại Bảng 1. Mô hình này có thay đổi thành phần mục hỏi so với mô hình ban đầu; trong đó c5, c7 và c8 ghép vào huuhinh; nhân tố tiepnhan chỉ còn c10 ghép với c11 và c12 được đổi tên thành qttiepnhan; nhân tố huongdan giảm số biến chỉ báo còn 5 (c13 đến c17); hai nhân tố giaotiep và hailong giữ nguyên. Ý nghĩa của sự ghép nhân tố mới khá phù hợp về ý nghĩa của câu hỏi nên nhóm nghiên cứu sử dụng mô hình EFA đề nghị cho bước phân tích khẳng định. Tổng phương sai giải thích của mô hình là 60,9%. Ma trận tương quan giữa các nhân tố có giá trị tuyệt đối ngoài đường chéo thay đổi từ 0,45-0,71 cho thấy tính phân biệt đạt yêu cầu. Ma trận xoay nhân tố của mô hình EFA trên mẫu ND1, trị riêng và phương sai tích lũy của các cấu trúc được tình bày tại phụ lục 1. Bảng 1. Mô hình đo lường đề nghị từ phân tích EFA Ký hiệu Tên gọi cấu trúc Biến chỉ báo Số biến huuhinh Yếu tố hữu hình c1,c2,c3,c4,c5,c7,c8 7 qttiepnhan Quy trình tiếp nhận ĐD c10,c11,c12 3 huongdan Hướng dẫn quy trình khám c13,c14,c15,c16,c17 5 giaotiep Kỹ năng giao tiếp của ĐD c19,c20,c21,c22,c23, c24 6 hailong Hài lòng chung về CSĐD c25,c26,c27,c28 4 Phân tích khẳng định (CFA) trên mẫu TV Mô hình CFA ban đầu (CFA1) theo EFA đề nghị có độ phù hợp kém 2 (265) = 778,165; p=0,000; CFI: 0,904; TLI: 0,891. RMSEA: 0,076 [0,070-0,082]; SRMR: 0,053). Sau 3 lần bổ sung hiệp phương sai của sai số ở các cặp biến c20-c21 (m2), c19-c20 (m2b) và c13-c14 (m2c) dựa trên chỉ điểm MI, thông số phù hợp tổng quát đạt yêu cầu, trừ giá trị p <0,05 và có khác biệt có ý nghĩa khi so sánh với m1: 2 (3)=134,87; p = 0,000. Hệ số tải biến-nhân tố, tương quan biến tổng đều đạt yêu cầu, C.R các ước lượng tham số đều có ý nghĩa, nhưng ma trận tương quan các biến tiềm ẩn cho thấy qttiepnhan có giá trị trên đường chéo thấp hơn giá trị ngoài đường chéo nên không đảm bảo tính phân biệt. Nguyên nhân là do tương quan giữa nhân tố qttiepnhan và huongdan quá mạnh có liên quan cặp biến c11- c13 nên loại c13 (CFA2d: m2d). Mô hình m2d vẫn không đảm bảo tính phân biệt, đồng thời có tương quan mạnh (r=0,784) giữa 2 cấu trúc nên quyết định thử mô hình bậc 2 đối với cặp nhân tố qttiepnhan và huongdan (CFA3: m3). Tuy nhiên, mô hình m3 không những không cải thiện mà còn có độ phù hợp tổng quát kém hơn m2c, tính phân biệt của qttiepnhan và nhân tố bậc 2 (tnhd) không đạt yêu cầu. Vì vậy quyết định loại bỏ nhân tố qttiepnhan khỏi mô hình (CFA4: m4). Mô hình m4 có thông số phù hợp tổng quát khá tốt với CMIN/DF: 2,66; CFI: 0,930; TLI: 0,920; RMSEA: 0,071 [90% CI: 0,63-0,078], SRMR: 0,048 (Bảng 3 & Hình 2), hệ số tải chuẩn hóa các biến khảo sát thấp nhất là 0,589 (c3) với hệ số tới hạn C.R đều có ý nghĩa; tương quan biến tổng thấp nhất là 0,343 (c7); tính phân biệt của nhân tố huuhinh ở mức giới hạn; không có vấn đề phương sai của sai số biến khảo sát và biến tiềm ẩn có giá trị âm nên được chọn là mô hình CFA đề nghị cuối cùng. Kiểm tra tính bất biến về cấu trúc qua phân tích đa nhóm theo giới tính cho thấy mô hình đa nhóm chưa chặn tham số có giảm độ phù hợp (CFI: 0,880; TLI: 0,863, RMSEA: 0,093; SRMR: 0,059). Kết quả dò tìm theo MI cho thấy Nghiên cứu Y học Y Học TP. Hồ Chí Minh * Phụ Bản Tập 23 * Số 4 * 2019 Hội Nghị Khoa Học Nhi Khoa BV. Nhi Đồng 1 208 vấn đề vẫn ở cặp biến c19-c20 và c20-c21 (với MI tương ứng là 53,1 và 50,3). Mô hình sau hiệu chỉnh hiệp phương sai giữa 2 cặp sai số này có độ phù hợp tốt. So sánh 4 mô hình đa nhóm theo giới (config: tự do; weak: chặn hệ số tải; strong: chặn hệ số tải và hệ số chặn; strict: chặn cả hệ số tải, hệ số chặn và phần dư) cho thấy mô hình bất biến hoàn toàn ở cả 3 tiêu chuẩn về cấu trúc, hệ số tải, hệ số chặn theo giới tính thông qua kiểm định 2 ở ngưỡng chấp nhận =0,01; kiểm định CFA <0,01 và RMSEA <0,015; nhưng không bất biến ở mô hình phần dư (2(22) = 43,237; p = 0,0044). Kiểm tra bất biến từng phần bằng kiểm định Wald (hàm partialInvariance) cho thấy khác biệt có ý nghĩa về phần dư giữa 2 nhóm xảy ra ở biến c3, c13, c19 và c23 (p <0,05). Phân tích đa nhóm theo trình độ đào tạo cho thấy không bất biến về phần dưở tiêu chuẩn 2, nhưng bất biến ở tiêu chuẩn CFI và RMSEA. Kiểm tra bất biến từng phần về phần dư nhận thấy khác biệt có ý nghĩa ở biến c3, c5, c13, c14, c20, c22, c23 và c27 (p < 0,05). Đối với mô hình so sánh hệ số chặn, chỉ bất biến ở ngưỡng alpha 0,1. Phân nhóm theo vị trí nghề nghiệp có cỡ mẫu một số phân nhóm quá nhỏ (<50) không đủ để phân tích. Tính bất biến theo điểm nghiên cứu vẫn duy trì đối với hệ số tải biến – nhân tố (mô hình weak), nhưng không bất biến về hệ số chặn và phần dư ở tiêu chí 2. Độ tin cậy (Alpha) và tổng phương sai trích trung bình (AVE: Average Variance Extracted) các nhân tố của mô hình m4 được trình bày tại Bảng 2. Mô hình m4 có độ tin cậy tốt, trừ nhân tố huuhinh chỉ đạt ngưỡng chấp nhận AVE >0,4 và không đảm bảo tính phân biệt (MSV > AVE). Tương quan biến – tổng của các biến chỉ báo thay đổi từ 0,340 (biến c7) đến 0,776 (c27). Khả năng giải thích của mô hình là 57,5%. Mô hình đo lường cuối cùng (Hình 2) gồm 22 câu hỏi thành phần với 4 cấu trúc nhân tố, thành phần trong mỗi cấu trúc không đổi so với mô hình đề nghị ở bước EFA (Bảng 1) nhưng không còn nhân tố qttiepnhan. Độ phù hợp của mô hình cuối cùng trên dữ liệu của cả 7 điểm nghiên cứu trình bày tại Bảng 3. Hệ số tải các biến chỉ báo lên nhân tố trong mô hình có khuynh hướng thấp ở nhân tố hữu hình, nhưng đều đạt ngưỡng mục tiêu > 0,6 với hệ số tải chuẩn hóa thấp nhất ở biến c3 (0,589) và đều có ý nghĩa thống kê p <0,001 (phụ lục 1). Bảng 2. Độ tin cậy của mô hình đo lường cuối cùng và tương quan giữa các cấu trúc Alpha AVE MSV huuhinh huongdan giaotiep hailong huuhinh 0,836 0,432 0,516 0,657 huongdan 0,842 0,523 0,486 0,644 0,723 giaotiep 0,923 0,704 0,650 0,719 0,651 0,839 hailong 0,906 0,710 0,650 0,669 0,697 0,806 0,842 Bảng 3. Thông số đánh giá độ phù hợp tổng quát của mô hình CFA ở 7 điểm nghiên cứu Tiêu chí Mô hình BĐ TV NĐ1 ĐN CC GV Q11 Q2  2 787,2 535 549 556 484 657 400 471 df 265 201 201 201 201 201 201 201 P (>0,05) 0,000 0.000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000  2 /df(<3) 2,97 2,66 2,73 2,77 2,41 3,26 1,99 2,34 CFI (> 0,9) 0,904 0,930 0,929 0,925 0,913 0,91 0,896 0,948 TLI (> 0,9) 0,891 0,920 0,918 0,913 0,900 0,897 0,888 0,941 RMSEA (< 0,06) 0,076 0,071 0,076 0,078 0,069 0,084 0,060 0,061 SRMR(< 0,05) 0,053 0,048 0,057 0,058 0,051 0,063 0,056 0,043 BĐ: Mô hình ban đầu (dữ liệu từ điểm nghiên cứu TV) Y Học TP. Hồ Chí Minh * Phụ Bản Tập 23 * Số 4 * 2019 Nghiên cứu Y học Hội Nghị Khoa Học Nhi Khoa BV. Nhi Đồng 1 209 Hình 2. Mô hình CFA cuối cùng (mẫu TV, mô hình m4) Mô hình cấu trúc tuyến tính (mẫu CC) Chỉ định mô hình cấu trúc từ mô hình CFA cuối cùng (mô hình sem.m1). Mô hình cấu trúc trên mẫu CC có độ phù hợp chấp nhận được, yếu tố huuhinh và giaotiep ảnh hưởng có ý nghĩa đến nhân tố hài lòng chung với giá trị p tương ứng 0,069 và 0,000. Riêng nhân tố huongdan hầu như không có ảnh hưởng đến hài lòng (p=0,939). Khả năng giải thích nhân tố hailong của mô hình trên mẫu CC là 65,2%. Bổ sung biến giới tính (gen), trình độ đào tạo (edu) và vị trí nghề nghiệp (pos) vào mô hình cho thấy các yếu tố này không có ảnh hưởng có ý nghĩa đến hài lòng chung. Kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu (H2-H4) trên mẫu CC được trình bày tại Bảng 4. Bảng 4. Chỉ số phù hợp & hệ số beta của mô hình SEM giữa các bệnh viện Thông số thống kê TV ND1 ĐN CC GV Q11 Q2  2 636 631 592 490 737 435 514 df 203 203 203 203 203 203 203 CFI 0,910 0,913 0,918 0,912 0,895 0,879 0,941 TLI 0,897 0,901 0,906 0,899 0,881 0,862 0,932 RMSEA 0,080 0,084 0,081 0,069 0,089 0,065 0,065 SRMR 0,054 060 0,058 0,053 0,067 0,060 0,046 R 2 0,705 0,657 0,688 0,652 0,615 0,665 0,691 [H4] hailonghuuhinh () 0,086 0,116** 0,163*** 0,187* 0,101 0,254** 0,232*** [H2] hailonghuongdan () 0,273*** 0,221*** 0,259*** 0,006 0,400*** 0,487*** 0,277*** [H3] hailonggiaotiep () 0,567*** 0,571*** 0,516*** 0,657*** 0,348*** 0,202** 0,409*** p <0,01 *** p <0,05 ** p <0,1* Phân tích mô hình SEM đề nghị cuối cùng trên tất cả các mẫu nghiên cứu đều có độ phù hợp tốt (trừ mẫu Q11). Cả 3 nhân tố huuhinh, huongdan và giaotiep có ảnh hưởng có ý nghĩa đến hailong ở tất cả các điểm nghiên cứu (trừ nhân tố huuhinh trên mẫu TV và GV). Khả năng giải thích của mô hình đều đạt mức kỳ vọng, với mức thấp nhất ở mẫu GV (61,5%) và cao nhất ở mẫu TV (70,5%). Riêng yếu tố huongdan không có tác động có ý nghĩa ở mẫu CC, nhưng có ý nghĩa rõ ràng trên các mẫu còn lại. Giả thuyết H1 không kiểm định do cấu trúc này bị loại ở giai đoạn CFA. Nghiên cứu Y học Y Học TP. Hồ Chí Minh * Phụ Bản Tập 23 * Số 4 * 2019 Hội Nghị Khoa Học Nhi Khoa BV. Nhi Đồng 1 210 BÀN LUẬN Mô hình đề nghị từ nghiên cứu định tính không có cấu trúc “sự tin cậy”, “sự đảm bảo” của SERVQUAL(21) và thành phần “tự quyết định” trong mô hình NSNS được tái cấu trúc theo mô hình tương tác Cox trong nghiên cứu tại Indonesia (Imelda, 2018)(14). Điều này phù hợp vì thang ONC chỉ đánh giá một phần dịch vụ liên quan đến điều dưỡng. Thành phần năng lực trong mô hình Imelda được lồng ghép vào tiepnhan có thể do tính đặc thù của chăm sóc điều dưỡng ngoại trú. Ở khu vực này, do thời gian tương tác ngắn, người bệnh chỉ có thể đánh giá năng lực chuyên môn điều dưỡng nhờ quan sát các bước của quá trình chăm sóc. Do đó, thang ONC có thể không phù hợp nếu áp dụng ở các cơ sở chăm sóc người bệnh mãn tính. Tiếp xúc lặp lại giúp người bệnh nhận biết đầy đủ hơn về năng lực điều dưỡng qua hiệu ứng nhớ lại. Số lượng nhân tố đề xuất từ EFA tương tự mô hình lý thuyết, nhưng nhiều chỉ báo của tiepnhan có thể đánh giá qua cảm nhận lần đầu được ghép vào huuhinh. Nội dung hướng dẫn về các bước tiếp theo ghép chung vào phần còn lại của tiepnhan. Sự thay đổi cấu trúc này là phù hợp dưới góc độ cảm nhận của “người không chuyên môn”. Đây là bài học kinh nghiệm trong quá trình nghiên cứu định tính. Mô hình CFA được thiết lập từ nghiên cứu này có sự điều chỉnh đáng kể so với mô hình ONC được giới thiệu năm 2018, sau khi nghiên cứu sơ bộ định lượng(16). Nhân tố huuhinh được bổ sung mới hoàn toàn, nhân tố huongdan bổ sung 2 câu hỏi thành phần (có nội dung gần với quy trình tiếp nhận) ở giai đoạn nghiên cứu định tính, nhưng bị loại trong quá trình phân tích định lượng. Nhân tố tiepnhan được tách thành 2 phần: một phần có nội dung có thể nhận biết trực quan được ghép chung với huuhinh, phần còn lại bị loại bỏ trong quá trình phân tích. Nhân tố giaotiep gần như giữ nguyên, chỉ có điều chỉnh chi tiết về từ ngữ. Nhân tố hailong được chuyển đổi thành thang đo có 4 chỉ báo và giữ nguyên trong mô hình cuối cùng. Quy trình tiếp nhận là yếu tố thuộc thành phần cơ bản trong mô hình Kano, mang tính bắt buộc chung, là điều kiện cơ bản cần có của dịch vụ, nên người sử dụng dịch vụ có thể không quan tâm, chỉ có tác động khi không được thỏa mãn ở mức độ nặng. Chúng chỉ có thể được ghi nhận dưới góc nhìn “chất lượng nghịch đảo”, qua kênh phản hồi không hài lòng. Do đó, việc thang đo khái niệm này không đảm bảo tính hội tụ để giữ lại ở mô hình cuối cùng là hoàn toàn phù hợp. Yếu tố nhìn thấy được (huuhinh) có tương quan với việc hoạt động hướng dẫn người bệnh (huongdan) và nhân tố này có thể cũng là 1 nhóm cơ bản trong mô hình Kano. Sự tương quan mạnh của 2 nhân tố này, cùng với chất lượng các biến chỉ báo có thể là yếu tố quan trọng dẫn đến không đảm bảo tính phân biệt của huuhinh, gây ra sai số của mô hình đo lường, cùng với sai số hệ thống liên quan đến phương pháp khảo sát. So với thang NSNS được Imelda hiệu chỉnh (Indonesia, 2018), yếu tố liên quan năng lực điều dưỡng thang ONC do chúng tôi phát triển không được giữ lại ở mô hình cuối cùng(16,14,17). Điều này có thể do sự khác biệt về văn hóa của người bệnh giữa các nước. Mô hình đo lường cuối cùng bất biến về hệ số tải biến - nhân tố chứng tỏ giá trị của thang đo. Tính không bất biến về hệ số chặn hoàn toàn có thể giải thích bởi yếu tố đặc thù bối cảnh. Chiều hướng tác động của các yếu tố quá trình đến hài lòng chung ở các điểm nghiên cứu có thay đổi nhỏ, nhưng đa số có ý nghĩa thống kê và tương đối hằng định. Điều này có thể giải thích qua sự khác biệt bối cảnh, điều kiện cơ sở vật chất và quy trình làm việc giữa các điểm nghiên cứu. Nhân tố huongdan không có tác động có ý nghĩa đến hailong ở điểm nghiên cứu CC, điều này phù hợp vì đây là nội dung chỉ được phân công cho bác sỹ ở điểm nghiên cứu này (điều dưỡng hoàn toàn không thực hiện). Nghiên cứu của Jafar Alasad (NSNS)(1), Fraihi KJ (SERVQUAL)(8), cho thấy giới nữ có ảnh Y Học TP. Hồ Chí Minh * Phụ Bản Tập 23 * Số 4 * 2019 Nghiên cứu Y học Hội Nghị Khoa Học Nhi Khoa BV. Nhi Đồng 1 211 hưởng tích cực đến hài lòng chung. Điều này không được phát hiện khi phân tích dữ liệu của cả 7 điểm nghiên cứu. Tính bất biến của mô hình đo lường thang ONC theo giới là yếu tố càng làm tăng giá trị của thang đo khi đối sánh kết quả giữa các cơ sở nghiên cứu. Nghiên cứu này còn một số điểm yếu: chọn mẫu thuận tiện, còn trả lời “ba phải”, có dữ liệu khuyết và khuyết cặp, các điểm nghiên cứu tham gia tự nguyện nên chưa đảm bảo tính đại diện cho toàn bộ dân số nghiên cứu. Điều này có thể tác động đến sai số hệ thống của mô hình được thiết lập. Chuẩn hóa quy trình chọn đối tượng khảo sát, tập huấn kỹ năng phỏng vấn cho nhóm khảo sát và đảm bảo sự tuân thủ là cần thiết nhằm đảm bảo chất lượng dữ liệu. KẾT LUẬN Thang ONC gồm 22 câu hỏi với 4 cấu trúc nhân tố, có độ tin cậy và tính giá trị phù hợp để đo lường chất lượng chăm sóc điều dưỡng ngoại trú trong bối cảnh Việt Nam. Các yếu tố “hữu hình”, “hướng dẫn” và “giao tiếp” ảnh hưởng tích cực đến “hài lòng chung” về chăm sóc điều dưỡng ở phòng khám. Mô hình đo lường chưa thật sự ổn định ở nhân tố hữu hình, có thể liên quan nội dung câu hỏi, kỹ thuật phỏng vấn và không bất biến hoàn toàn ở các điểm nghiên cứu về phần dư nên cần lưu ý yếu tố bối cảnh khi áp dụng nhằm đảm bảo chất lượng của kết quả đo lường. KIẾN NGHỊ Các cơ sở y tế sử dụng thang ONC cần lưu ý sự khác biệt về bối cảnh để điều chỉnh cho phù hợp và kiểm định lại thang đo trước khi áp dụng có thể cần thiết nếu có khác biệt về lớn về bối cảnh. Các nhà quản lý dịch vụ y tế cần quan tâm phát triển các thang đo thành phần, đảm bảo tính giá trị và phù hợp bối cảnh, làm cơ sở để đánh giá vai trò của từng thành phần cấu thành chất lượng dịch vụ đối với hài lòng chung của khách hàng, nhằm xác định các ưu tiên. Thang đo thành phần đơn giản và chính xác hơn khi đánh giá các hoạt động cải tiến có trọng điểm, so với thang đo chung về chất lượng dịch vụ. TÀI LIỆU THAM KHẢO 1. Alasad J, Tabar NA, et al (2015). Patient satisfaction with Nursing Care: Measuring outcome in an International setting. JONA, 45(11):563-568. 2. Benson T and Potts HW (2014). A short generic patient experience questionnaire: howRwe development and validation. BMC Health Services Research, 14:449. 3. Bộ Y tế (2016). Bộ câu hỏi khảo sát ý kiến người bệnh ngoại trú. 4. Byrne BM (2010). Structural Equation Modeling with AMOS: Basic Concepts, Applications and Programming; 2nd edition. Routledge-Taylor & Francis Group. 5. Chong K, Damiano PC and Hays RD (2012). Psychometric Performance of the Consumer Assessment of Healthcare Providers and Systems (CAHPS) 4.0 Adult Health Plan Survey. Primary Health Care, doi: 10.4172/2167-1079.1000123. 6. Cox CL (1982). An interaction model of client health behaviour: theoretical prescription for nursing. Advances in Nursing science, pp: 41-56. 7. Cronin JJ and Jr. &Taylor SA (1992). Measuring service quality: A Reexamination and Extension. Journal of Marketing, 56(3):55-68. 8. Fraihi KJ, Latif SA (2016). Evaluation of outpatient service quality in Eastern Saudi Arabia. Saudi Med J, 37(4):420-428. 9. Hagger MS, Gucciardi DF and Chatzisarantis NKD (2017). On Nomologival validity and auxiliary assumptions: The importance of simultaneously testing effects in social cognitive theories applied to health behaviour and some guidelines. Frontiers in Psychology, doi: 10.3389/fpsyg.2017.01933. 10. Hirschfeld G, Brachel R (2014). Multiple-Group confirmatory factor analysis in R: A tutorial in measurement invariance with continuous and ordinal indicators. Practical Assessment, Research & Evaluation, 19(7):1-12. 11. James B,Schreiber JB et al. (2006). Reporting Structural Equation Modeling and Confirm Factor Analysis Results: A Review. Journal of Educational Research, 99(6):333-337. 12. Jenkinson C, Coulter A and Bruster S (2002). The Picker Patient Experience Questionnaire: development and validation using data from in-patient surveys in five countries. International Journal for Quality in Healthcare, 14(5): 353-358. 13. John R,Rossiter JR (2011). Measurement for The Social Sciences: The C-OAR-SE Method and Why It Must Replace Psychometrics. Springer Science & Business Media, LLC. 14. Kartika IR, Hariyati TS, Nelwati (2018). Nurse patient interaction model and outpatient’s satisfaction on nursing care. Nurse Care Open Acces J, 5(2):70-76. 15. Laschinger HS, Hall LM, Pdersen C et al (2005). A psychometric analysis of patient satisfaction with nursing care quality questionnaire: an actionable ameasuring patient satisfaction. J Nurs Care Qual, 20(3):220-230. 16. Lê Thị Trúc, Lê Thị Châu, Tạ Nguyễn Hiền My, Nguyễn Ngọc Tuyền (2018). Nghiên cứu phát triển thang đo chất lượng chăm sóc điều dưỡng ngoại trú. Y học Thành phố Hồ Chí Minh, 22(S4):215-221. 17. Lois H,Thomas LH, Elaine McColl E, Jonathan Priest J et al , Senga Bond, Richard J Boys (1996). Newcastle satisfaction with nursing scales: an instrument for quality assessments of nursing care. Quality in Health Care; 5:67-72. Nghiên cứu Y học Y Học TP. Hồ Chí Minh * Phụ Bản Tập 23 * Số 4 * 2019 Hội Nghị Khoa Học Nhi Khoa BV. Nhi Đồng 1 212 18. Mark A, Robinson MA (2018). Using multi-item psychometric scales for research and practice in human resource management. Hum Resour Manage, 57:739-50. 19. Marshall GN and Hays RD (1994). Patient Satisfaction Questionnaires short form (PSQ-18) & long form (PSQ-III), RAND, https://www.rand.org/content/dam/rand/pubs/. 20. Michael KB and Cronin Jr. (2001). Some new thoughts on conceptualizing percieved service quality: A Hierarchical approach. Journal of Marketting, 65(3):34-49. 21. Parasuraman A, Zeithaml VA, Berry LL(1988). SERQUAL: A Multiple-Item Scale for Measuring Consumer Perceptions of Service Quality. Journal of Retailing, 64(1):12-40. 22. Pirani SSA (2016). Application of Nightingale’s Theory in Nursing Practice. Ann Nurs Pract, 3(1):1040. 23. Tang WM, Soong CY, Lim WC(2013). Patient Satisfaction with Nursing Care: A Descriptive Study Using Interaction Model of Client Health Behavior. International Journal of Nursing Science, 3(2):51-56. 24. Trương Nguyễn Duy Lý và Lưu Trường Văn (2016). Sự hài lòng của bệnh nhân đối với các bệnh viện thuộc tuyến trung ương tại Thành phố Hồ Chí Minh: Tiếp cận theo mô hình thứ bậc. Tạp chí khoa học Trường Đại học Mở TP. HCM, 2(47):54-65. 25. Yves-Rosseel Y (2012). Lavaan: An R package for structural equation modeling. Journal of Statistical Software, 48(2):1-36. 26. Zamanzadeh V, Ghahramanian A, Rassouli M, Abbaszadeh A, et al (2015). Design and Implementation Content Validity Study: development of an instrument for measuring Patient- Centered Communication. Journal of Caring Sciences, 4(2):165- 178. Ngày nhận bài báo: 20/07/2019 Ngày phản biện nhận xét bài báo: 30/07/2019 Ngày bài báo được đăng: 05/09/2019