Luận văn thạc sĩ về nhu cầu chăm sóc sức khỏe tại Hải Dương: Kết luận thống kê

Khám phá kết luận thống kê về nhu cầu chăm sóc sức khỏe tại Hải Dương trong luận văn thạc sĩ khoa học, cung cấp cái nhìn sâu sắc và dữ liệu đáng tin cậy.

• Tác giả: Nguyễn Huyền Trang
• Người hướng dẫn: PGS. Hồ Đăng Phúc
• Trường học: Đại học Quốc gia Hà Nội
• Chuyên ngành: Xác suất và Thống kê toán học
• Đề tài: Nhu cầu chăm sóc sức khỏe tại Hải Dương: Kết luận thống kê từ luận văn thạc sĩ
• Loại tài liệu: luận văn thạc sĩ
• Năm xuất bản: 2011
• Địa điểm: Hà Nội

Mục lục chi tiết

• LỜI NÓI ĐẦU
• 1. CHƯƠNG 1: PHƯƠNG PHÁP PHÂN TÍCH HỒI QUY LOGISTIC
• 1.1. Số chênh và tỷ số chênh
• 1.2. Hồi quy Logistic
• 1.3. Ước lượng các tham số của mô hình hồi quy logistic
• 1.4. Kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy logistic
• 1.5. Mô hình hồi quy Logistic bội
• 2. CHƯƠNG 2: MÔ HÌNH NHIỀU MỨC CHO DỮ LIỆU NHỊ PHÂN
• 2.1. Mô hình tuyến tính nhiều mức
• 2.2. Mô hình nhiều mức cho dữ liệu nhị phân
• 2.3. Giới thiệu phần mềm xử lý số liệu SPSS và STATA
• 3. CHƯƠNG 3: KẾT LUẬN THỐNG KÊ VỀ NHU CẦU CHĂM SÓC SỨC KHỎE Ở HẢI DƯƠNG
• 3.1. Phân tích số liệu mẫu
• 3.2. Phân tích số liệu mẫu 2
• TÀI LIỆU THAM KHẢO

Tóm tắt

I. Giới thiệu về nhu cầu chăm sóc sức khỏe tại Hải Dương

Nhu cầu chăm sóc sức khỏe tại Hải Dương đã trở thành một vấn đề quan trọng trong bối cảnh hiện nay, đặc biệt khi dịch vụ y tế ngày càng được nâng cao nhưng vẫn chưa đáp ứng đủ nhu cầu của người dân. Luận văn thạc sĩ này đã tiến hành khảo sát và phân tích số liệu để đánh giá tình hình chăm sóc sức khỏe tại địa phương, từ đó đưa ra những kết luận thống kê có giá trị. Việc nghiên cứu này không chỉ giúp nhận diện rõ hơn về nhu cầu sức khỏe mà còn phản ánh những yếu tố ảnh hưởng đến sự tiếp cận dịch vụ y tế của người dân. Theo đó, dịch vụ y tế tại Hải Dương cần phải được cải thiện để đáp ứng tốt hơn nhu cầu của cộng đồng.

II. Phân tích dữ liệu và phương pháp nghiên cứu

Luận văn đã áp dụng phương pháp phân tích hồi quy logistic để đánh giá tác động của các yếu tố kinh tế - xã hội đến nhu cầu chăm sóc sức khỏe. Phương pháp này cho phép xác định mối quan hệ giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc một cách hiệu quả. Kết quả từ mô hình hồi quy logistic cho thấy có nhiều yếu tố như thu nhập, trình độ học vấn, và tình trạng việc làm có ảnh hưởng lớn đến khả năng tiếp cận và sử dụng dịch vụ y tế. Các số liệu thu thập được từ khảo sát đã được xử lý và phân tích một cách khoa học, đảm bảo tính chính xác và đáng tin cậy của kết quả.

III. Kết quả nghiên cứu và thảo luận

Kết quả nghiên cứu cho thấy rằng tình hình sức khỏe tại Hải Dương vẫn còn nhiều bất cập. Cụ thể, tỷ lệ người dân có nhu cầu khám chữa bệnh nhưng không được đáp ứng còn cao, đặc biệt là ở nhóm người lao động và trẻ em dưới 16 tuổi. Nghiên cứu cũng chỉ ra rằng chất lượng dịch vụ y tế chưa đáp ứng được kỳ vọng của người dân, dẫn đến việc nhiều người không tiếp cận được các dịch vụ cần thiết. Các chính sách y tế cần được điều chỉnh để cải thiện tình hình này, đảm bảo rằng mọi người dân đều có quyền tiếp cận chăm sóc sức khỏe một cách công bằng và hiệu quả.

IV. Đề xuất và khuyến nghị

Dựa trên các kết quả phân tích, luận văn đề xuất một số giải pháp nhằm cải thiện chăm sóc sức khỏe tại Hải Dương. Đầu tiên, cần tăng cường đầu tư vào cơ sở hạ tầng y tế, đảm bảo rằng các dịch vụ y tế có thể đáp ứng được nhu cầu của người dân. Thứ hai, cần nâng cao chất lượng dịch vụ y tế thông qua đào tạo nhân lực và cải tiến quy trình làm việc. Cuối cùng, các chính sách y tế cần phải được điều chỉnh để phù hợp hơn với thực tế và nhu cầu của cộng đồng, từ đó tạo ra một hệ thống y tế mạnh mẽ và bền vững.

Nội dung chính

Tổng quan nghiên cứu

Nhu cầu chăm sóc sức khỏe tại nhà ngày càng trở thành một vấn đề quan trọng trong hệ thống y tế hiện đại, đặc biệt tại các khu vực có điều kiện kinh tế - xã hội khác biệt. Tại Việt Nam, hình thức chăm sóc sức khỏe tại nhà vẫn còn phát triển tự phát và chưa được phổ biến rộng rãi, trong khi đó, các nước phát triển đã áp dụng mô hình y học gia đình nhằm nâng cao chất lượng chăm sóc sức khỏe cộng đồng. Nghiên cứu này tập trung phân tích nhu cầu chăm sóc sức khỏe tại nhà ở tỉnh Hải Dương, dựa trên dữ liệu điều tra năm 2010 tại hai địa bàn: phường Trần Phú (khu vực nội thành) và xã Lan Hưng (khu vực ngoại thành). Mục tiêu chính là đánh giá các yếu tố kinh tế - xã hội ảnh hưởng đến nhu cầu khám và điều trị bệnh tại nhà của hai nhóm đối tượng: người trong độ tuổi lao động (16-60 tuổi) và trẻ em dưới 16 tuổi.

Phạm vi nghiên cứu bao gồm 1918 cá nhân thuộc 1003 hộ gia đình, với tỷ lệ nhu cầu khám bệnh tại nhà là khoảng 30,24%. Nghiên cứu sử dụng các mô hình hồi quy logistic nhiều mức để phân tích dữ liệu nhị phân, nhằm xác định các nhân tố ảnh hưởng đến nhu cầu sử dụng dịch vụ chăm sóc sức khỏe tại nhà. Kết quả nghiên cứu có ý nghĩa quan trọng trong việc xây dựng chính sách phát triển mô hình y học gia đình, góp phần giảm tải cho các cơ sở y tế tuyến trên và nâng cao hiệu quả phục vụ cộng đồng.

Cơ sở lý thuyết và phương pháp nghiên cứu

Khung lý thuyết áp dụng

Nghiên cứu dựa trên hai lý thuyết chính: mô hình hồi quy logistic và mô hình hồi quy nhiều mức cho dữ liệu nhị phân.

• Hồi quy logistic là phương pháp phân tích mối quan hệ giữa biến phụ thuộc nhị phân (có/không) với một hoặc nhiều biến độc lập, cho phép ước lượng xác suất xảy ra sự kiện dựa trên các yếu tố giải thích. Mô hình này sử dụng hàm logit để chuyển đổi xác suất thành biến liên tục, thuận tiện cho việc phân tích và giải thích.

• Mô hình hồi quy nhiều mức được áp dụng khi dữ liệu có cấu trúc phân cấp hoặc lồng nhóm, ví dụ cá nhân thuộc hộ gia đình, hộ gia đình thuộc khu vực. Mô hình này cho phép phân tích đồng thời ảnh hưởng của các yếu tố ở nhiều cấp độ khác nhau, đồng thời kiểm soát sự phụ thuộc giữa các quan sát trong cùng nhóm.

Các khái niệm chính bao gồm: số chênh (odds), tỷ số chênh (odds ratio), biến nhị phân, biến độc lập định tính và định lượng, hệ số hồi quy, và kiểm định sự phù hợp của mô hình (kiểm định tỷ số hàm hợp lý, kiểm định Wald).

Phương pháp nghiên cứu

Nguồn dữ liệu chính là kết quả điều tra thống kê nhu cầu chăm sóc sức khỏe tại nhà năm 2010 tại Hải Dương, gồm hai bộ số liệu: bộ số liệu 1 về người trong độ tuổi lao động (1918 cá nhân, 1003 hộ gia đình) và bộ số liệu 2 về trẻ em dưới 16 tuổi. Dữ liệu được thu thập tại phường Trần Phú và xã Lan Hưng, đại diện cho khu vực nội thành và ngoại thành.

Phương pháp phân tích sử dụng mô hình hồi quy logistic nhiều mức với đơn vị mức 1 là cá nhân, mức 2 là hộ gia đình, nhằm đánh giá ảnh hưởng của các biến độc lập như giới tính, độ tuổi, nghề nghiệp, trình độ học vấn, thu nhập, tiền sử bệnh, thói quen sinh hoạt, và các biến liên quan đến lịch sử khám chữa bệnh.

Quá trình phân tích được thực hiện bằng phần mềm SPSS và Stata, với cỡ mẫu đủ lớn để đảm bảo độ tin cậy thống kê. Phương pháp ước lượng hợp lý cực đại được sử dụng để ước lượng các tham số mô hình, đồng thời kiểm định sự phù hợp của mô hình bằng các kiểm định tỷ số hàm hợp lý và kiểm định Wald. Timeline nghiên cứu kéo dài trong năm 2010, tập trung vào phân tích dữ liệu thu thập và xử lý trong vòng 6 tháng.

Kết quả nghiên cứu và thảo luận

Những phát hiện chính

1. Nhu cầu khám bệnh tại nhà của người trong độ tuổi lao động: Tỷ lệ nhu cầu khám bệnh tại nhà là khoảng 30,24%. Các yếu tố có ảnh hưởng có ý nghĩa thống kê gồm: đã từng khám tại nhà (odds ratio = 3,87), khám tại trạm y tế (16,15), khám tư nhân (1,70), khám tại bệnh viện huyện (2,18), khu vực sinh sống (phường Trần Phú cao gấp 5 lần xã Lan Hưng), thu nhập khá cao gấp 2,25 lần so với thu nhập trung bình, và nghề nghiệp (người làm cán bộ có nhu cầu thấp hơn 50% so với nông dân).

2. Nhu cầu điều trị bệnh tại nhà của người trong độ tuổi lao động: Các yếu tố ảnh hưởng gồm đã từng điều trị tại trạm y tế (odds ratio = 4,26), điều trị tư nhân (6,69), điều trị tại nhà (4,06), thu nhập thấp, số người già trong gia đình, và khu vực sinh sống. Người bị ốm trong 2 tháng gần đây có nhu cầu điều trị tại nhà thấp hơn 52% so với người không ốm.

3. Ảnh hưởng của điều kiện kinh tế - xã hội: Người có thu nhập khá và sống tại khu vực nội thành có nhu cầu khám và điều trị tại nhà cao hơn đáng kể so với nhóm thu nhập thấp và khu vực ngoại thành. Điều này phản ánh sự khác biệt về khả năng chi trả và điều kiện tiếp cận dịch vụ y tế.

4. Ảnh hưởng của tiền sử khám chữa bệnh: Những người đã từng sử dụng dịch vụ khám hoặc điều trị tại nhà hoặc các cơ sở y tế khác có xu hướng có nhu cầu sử dụng dịch vụ tại nhà cao hơn, cho thấy sự hài lòng và nhận thức về lợi ích của dịch vụ này.

Thảo luận kết quả

Kết quả cho thấy nhu cầu chăm sóc sức khỏe tại nhà ở Hải Dương chịu ảnh hưởng đa chiều từ các yếu tố cá nhân, gia đình và xã hội. Việc người dân tại phường Trần Phú có nhu cầu cao hơn xã Lan Hưng phản ánh sự khác biệt về điều kiện kinh tế, mức độ đô thị hóa và khả năng tiếp cận dịch vụ y tế. Thu nhập gia đình là yếu tố quan trọng, khi người có thu nhập khá sẵn sàng chi trả cho dịch vụ chăm sóc tại nhà, phù hợp với các nghiên cứu quốc tế về mối liên hệ giữa thu nhập và sử dụng dịch vụ y tế.

Ảnh hưởng tích cực của tiền sử khám chữa bệnh tại nhà và các cơ sở y tế cho thấy dịch vụ chăm sóc sức khỏe tại nhà đang dần được người dân chấp nhận và đánh giá cao. Tuy nhiên, nhu cầu thấp hơn ở nhóm người lao động tự do và cán bộ có thể do đặc thù công việc và chế độ bảo hiểm y tế khác nhau.

Dữ liệu có thể được trình bày qua biểu đồ tỷ lệ nhu cầu khám và điều trị tại nhà theo từng nhóm thu nhập, khu vực sinh sống và nghề nghiệp, cũng như bảng phân tích hồi quy logistic nhiều mức với các hệ số odds ratio và khoảng tin cậy, giúp minh họa rõ ràng ảnh hưởng của từng yếu tố.

Đề xuất và khuyến nghị

1. Phát triển mô hình y học gia đình tại các khu vực đô thị và nông thôn: Tăng cường đào tạo bác sĩ y học gia đình, đặc biệt tại các trạm y tế xã, phường nhằm đáp ứng nhu cầu chăm sóc sức khỏe tại nhà trong vòng 3-5 năm tới. Chủ thể thực hiện: Bộ Y tế phối hợp với các trường đại học y khoa.

2. Khuyến khích và hỗ trợ tài chính cho nhóm thu nhập thấp: Xây dựng các chính sách hỗ trợ chi phí dịch vụ chăm sóc sức khỏe tại nhà cho người dân có thu nhập thấp, nhằm nâng cao khả năng tiếp cận dịch vụ trong 2 năm tới. Chủ thể thực hiện: Chính quyền địa phương và các tổ chức bảo hiểm y tế.

3. Tăng cường truyền thông nâng cao nhận thức về lợi ích của chăm sóc sức khỏe tại nhà: Triển khai các chương trình tuyên truyền tại cộng đồng, đặc biệt ở khu vực ngoại thành và nhóm lao động tự do, trong vòng 1-2 năm. Chủ thể thực hiện: Sở Y tế, các tổ chức xã hội.

4. Ứng dụng công nghệ thông tin trong quản lý và cung cấp dịch vụ chăm sóc sức khỏe tại nhà: Phát triển hệ thống quản lý bệnh nhân và lịch khám tại nhà qua phần mềm chuyên dụng, giúp tối ưu hóa nguồn lực và nâng cao chất lượng dịch vụ trong 3 năm tới. Chủ thể thực hiện: Bộ Y tế phối hợp với các đơn vị công nghệ.

Đối tượng nên tham khảo luận văn

1. Nhà quản lý y tế và hoạch định chính sách: Giúp hiểu rõ các yếu tố ảnh hưởng đến nhu cầu chăm sóc sức khỏe tại nhà, từ đó xây dựng chính sách phù hợp nhằm phát triển mô hình y học gia đình.

2. Các nhà nghiên cứu và học viên ngành y tế công cộng, thống kê y học: Cung cấp phương pháp phân tích hồi quy logistic nhiều mức cho dữ liệu nhị phân, ứng dụng trong nghiên cứu dịch tễ và y tế cộng đồng.

3. Bác sĩ y học gia đình và nhân viên y tế cơ sở: Nắm bắt được nhu cầu thực tế của người dân về dịch vụ chăm sóc sức khỏe tại nhà, từ đó cải thiện chất lượng và hiệu quả phục vụ.

4. Các tổ chức phi chính phủ và doanh nghiệp cung cấp dịch vụ y tế: Tham khảo để phát triển các dịch vụ chăm sóc sức khỏe tại nhà phù hợp với đặc điểm kinh tế - xã hội của từng khu vực.

Câu hỏi thường gặp

1. Mô hình hồi quy logistic nhiều mức là gì và tại sao được sử dụng trong nghiên cứu này?
   Mô hình hồi quy logistic nhiều mức là phương pháp phân tích dữ liệu có cấu trúc phân cấp, ví dụ cá nhân thuộc hộ gia đình. Nó cho phép đánh giá ảnh hưởng của các yếu tố ở nhiều cấp độ đồng thời, phù hợp với dữ liệu nhu cầu chăm sóc sức khỏe tại nhà có tính lồng nhóm.

2. Các yếu tố nào ảnh hưởng mạnh nhất đến nhu cầu khám bệnh tại nhà ở Hải Dương?
   Theo kết quả, các yếu tố như đã từng khám tại nhà, khám tại trạm y tế, khu vực sinh sống (nội thành hay ngoại thành), thu nhập gia đình và nghề nghiệp có ảnh hưởng đáng kể với xác suất ý nghĩa dưới 5%.

3. Tại sao người có thu nhập khá lại có nhu cầu chăm sóc sức khỏe tại nhà cao hơn?
   Người có thu nhập khá có khả năng chi trả tốt hơn cho dịch vụ chăm sóc tại nhà, đồng thời có xu hướng ưu tiên sự tiện lợi và chất lượng dịch vụ, phù hợp với các nghiên cứu về mối quan hệ giữa thu nhập và sử dụng dịch vụ y tế.

4. Phần mềm nào được sử dụng để phân tích dữ liệu trong nghiên cứu?
   Nghiên cứu sử dụng phần mềm SPSS và Stata, hai công cụ phổ biến trong phân tích thống kê y học, hỗ trợ các mô hình hồi quy logistic và hồi quy nhiều mức.

5. Làm thế nào để áp dụng kết quả nghiên cứu vào thực tiễn?
   Kết quả nghiên cứu giúp các nhà quản lý y tế xây dựng chính sách phát triển mô hình y học gia đình, đồng thời hỗ trợ các cơ sở y tế cơ sở cải thiện dịch vụ chăm sóc sức khỏe tại nhà phù hợp với đặc điểm dân cư và điều kiện kinh tế xã hội.

Kết luận

• Nhu cầu chăm sóc sức khỏe tại nhà ở Hải Dương có sự khác biệt rõ rệt giữa khu vực nội thành và ngoại thành, cũng như giữa các nhóm thu nhập và nghề nghiệp.
• Các yếu tố như tiền sử khám chữa bệnh, thu nhập gia đình, và điều kiện kinh tế xã hội đóng vai trò quan trọng trong việc hình thành nhu cầu sử dụng dịch vụ chăm sóc sức khỏe tại nhà.
• Mô hình hồi quy logistic nhiều mức là công cụ hiệu quả để phân tích dữ liệu có cấu trúc phân cấp trong lĩnh vực y tế cộng đồng.
• Kết quả nghiên cứu cung cấp cơ sở khoa học cho việc phát triển mô hình y học gia đình và chính sách hỗ trợ dịch vụ chăm sóc sức khỏe tại nhà tại Việt Nam.
• Các bước tiếp theo bao gồm triển khai các giải pháp đề xuất, mở rộng nghiên cứu tại các địa phương khác và ứng dụng công nghệ thông tin trong quản lý dịch vụ y tế.

Hành động ngay hôm nay: Các nhà quản lý và chuyên gia y tế nên xem xét áp dụng các khuyến nghị từ nghiên cứu để nâng cao chất lượng dịch vụ chăm sóc sức khỏe tại nhà, góp phần xây dựng hệ thống y tế bền vững và hiệu quả hơn.

Trích đoạn nội dung tài liệu

Chương 1 Phương pháp phân tích hồi quy logistic Trong nghiên cứu y khoa, va khoa. học thực nghiệm nói chung thường 06 nhu cầu phâu tích mỗi quan hệ giữa một (hay nhiều ) yến tô nguy, cơ và khả năng xảy ra một sự cỗ(biến cố) nào đó, chang hạn như đối với một nghiện cứu về mdi quan hệ giữa thói quen hút thuốc lá và ung thư phối, thì yêu tố nguy cơ ở đây là thói quen hút thuốc lá và sự cỗ cần quan tam là hiện tượng bệnh ung thư phổi. lIrong các nghiên oứu này. phân tích thường được thể hiện qua các biên số nhị phân, tức là 06/ không, mắc bệnh/ không mao bệnh, chét/ sông, .Yêu bô nguy, cơ có thé là cáo biến số liên tục, các biến nhị phân hay cáo biển mang đặc tính thứ bậc.

Vấn đề đặt ra cho các nghiên cứu dang này là làm cách nào để ước tính mức độ liêu quan giữa yêu tố nguy cơ và khả năng xay ra sự cd. Oáoc phương pháp phân tích như mô hình hồi quy tuyên tính không thé ấp dụng được bới vì biên phụ thuộc không phải là biến liên tục ma là, biễn nhị phan. Phương pháp pho biên nhất sử dụng để phân tích cáo dữ liệu với cáo biên phan ứng lưỡng phân là hồi quy, Logistic.1 Số chênh và tý số chênh Trong nghiên cứu dịch tễ người ta thường so sánh tan suất mic bệnh giữa hai tong thé “ phơi nhiễm” (thử) và “ không phơi nhiễm” (chứng). Ví dụ: Khi nghiên cứu bệnh phổi, cần so sánh tau suất mắc bệnh phổi cla nhóm người hút thuôo lá và nhóm người không hút thuốc lá.

Khi tần suất đang xét là lớn 06 thé xem xót hiệu của hai tần suất. Nếu hiệu số đó khác 0 06 ý nghĩa thì có thể kết luận tần suất của nhow. thử kháo tần suất của nhóm chứng. Tuy nhiên khi hai tần suất rất nhỏ thì viéo so sánh hiệu của chúng rat khó, cau so sánh bang thương (ty sô) giữa.

hai tần suat. được gọi lA ty số tan suat(| hay độ rủi ro tương đôi), Nếu ty số đó khác 1 v6 ý nghĩa thì có thể kết luận tần suất của nhóm thứ khác tần suất của nhóm: chứng. Bên canh ty số tần suất oáo nhà, nghiện cứu thường dùng số chênh(odds) và ty số chênh (odds ratio) để so sánh nhóm chứng. với nhóu: thử.

Số chênh cla một số sự kiện xây ra được định nghĩa. là ti số của. số lần xảy ra sự kiện và số lần không xảy ra sự kiện. Ly số chênh là tý số cúa hai số chênh.

L số này gan 1 thì hai nhóm không có sự kháo biệt. Ngược lại tý số chênh này càng. xa 1 thì càng thé hiện sự kháo biệt gitta hai nhóuh, Phơi nhiễm Không phơi nhiễm Mắc bệnh a b Không mắc bệnh G d rpK £ a > + Lan suat ae ba ¬ _ al(a+c) + lý sô tân suat b/b+d) a b + 96O chênh CNEL. — và va, — d C a/c + ‘Ly số chênh b/d 1.2 Hồi quy Logistic Phan tích hồi quy nghiên cứu mỗi quan hệ phụ thuộc ctta một bién (gọi là biên phụ thuộc hoặc biên được giải thích) với một hay nhiều biên khác (được gọi là biên độc lập hay biến giải thích).

Ohtug ta sử dụng cáo ký hiệu sau; Y là biến phụ thuộc (hay biến được giải thích); X; là biến độc lập (hay, biến giải thích thứ i). Một trong nhiều vấn đề ma phân tích hồi quy giải quyết là ước lượng: giá. trị trung bình của. biễn phụ thuộc ứng với giá trị đã cho của.

biên độc lập E(Y/Xi). Nói chung, E(Y/X;) là một hàm cua X; sao cho: E(Y/X) = f(X,) ƒ(X,) đượo gọi là hàm hồi quy tổng quát. Khi đó + Hàm hồi quy tống quát có một biến độc lập được gọi là hàm hồi quy. + Nếu hàm hồi quy tổng quát v6 nhiều hơn một biến doo lập thi được gọi là hàm hồi quy bội.

+ Nêu hàm hồi quy tổng quát có dạng ƒ(X;) = bo + 6X, trong đó Bo, 8; là cáo hệ số chưa. biết, nhưng cô định, thì f(X;) được gọi là hàm hồi quy tuyên tính đơn va Bo, đị gọi là hệ số hồi quy, Mô hình hồi quy Logistic khác với mô hình hồi quy tuyến tính thông: thường ở chỗ biên phụ thuộc của mô hình Logistic là một biên lưỡng phan wa không phải là biên định lượng liên tục. Dé thuận tiện trong quá. trình tính toán ta thường ma hóa hai giá trị của biên phụ thuộc là, I và 0.

Khi đó biến lưỡng phân được gọi là biéu nhị phân. Nếu không có phi chú gì đặc biệt, trong luận văn này chúng ta luôn xét biên phụ thuộc là biên nhị phan. Hồi quy logistic la hồi quy phá tuyến trong đó biếu độc lập là định. tính, hoặc định lượng, biến phụ thuộc là thị phan.

Van đề được đặt ra là: “rong trường hợp biếu phụ thuộc là trhị phan thi harm hot guy w(x) phat có dụng thư thế nào?” Có nhiều dạng ham khác nhau da được nhiều tac giá đề xuất để xây, dựng mô hình toán học cho bài toán hồi quy này, lrong số các tác giả, đó, Oox (1970) da đưa ra haw logistio, O6 hai lý do để biện mình cho việc chọn ham logisbio dua vào mô hình hồi quy v6 biến phụ thuộc là nhị phan, đó là: - tính mềm déo toán học, thuận tiện trong tính toán; - Cung cấp được các giải thích đầy đủ về ý nghĩa sinh hoo của mô hình. Gia sử biên ngẫu nhiên Y là mot biến nhị phân, còn X là Immột biến độc lập với các giá trị tất định được cho trước. Khi đó, để diễn ta môi quan hệ giữa biến Y và biên X , cũng như đánh giá khá năng xuất hiện cáo giá tri của biên Y theo các giá trị đã. biết của X , ta có thé đưa ra một định nghĩa của mô hình hồi quy logistic dạng đơn giản nhất như Sau: Dinh nghĩa 1.

Ham hồi quy logistic đơn của hat biến X và Y có dang: efu+8Ø:x E(Y/X)= (1.1) Trong đó Bo là hệ số tự do (hay, hệ số chặn), B, là hệ số dốo, X là biến độc lập, Y là biên phụ thuộc. cefn+8:x Ky hiện z(z) = E(Y/X) = là kì vọng có điều kiện cla 1+ efo+8iX biên phụ thuộc Y được cho bởi giá tri x cla biến độc lập X. Phép biên đổi sau được gọi là phép biên đổi logit: g(x) = In |———— (1. + 0 < r(x) < 1 với moi gia trị cua x.

+ Giả, sử giá, trị quan sát y của. biên phụ thuộc Y v6 dạng = a(x) +e , trong đó e gọi là sai số (hiện giá trị quan sat và kì vọng oó điều kiện của biên phụ thuộc). Khi đó e nhận hai gia tri sau: Nếu y = 1 thie = l1 — Z(z) với xáo suất 7(z). Từ đó, e vd phân phôi nhị thức với # (ec) = 0 và Var (e) = Var (Y) = 7 (a).3 Mô hình hồi quy Logistic Xét biễn phụ thuộc là biến nhị phan Y và X1, Xo, ., X; biên độc lập.

Muốn dự đoán tan suất xuất hiện giá. trị 1 của biên Y theo các biên độc lập, 06 thé lập phương trình hồi quy: lần suất = øIX+ + 62X¿ + --- + øyXy +D Hạn chế của. mô hình trên: tan suat ở về trái chỉ nhận các giá trị lớn hơn 0 nhó hơn T trong khi về phái có thể nhậu giá trị âm dương bat kì. lại Do đó phải lập mô hình thích hợp hon: log [Tần suất/(1 - lần suất) | = đ@IX1 + d2Xa + --- + ayXy + Ù Từ phương trình: —=PĐ Tà có thé chuyến thành: Số chênh = exp(aX1 + a2X_ +--+ + a„Xy +d) Tite là: Số chênh = exp(b).1 Ước lượng các tham số của mô hình hồi quy logistic Để xác định được mô hình ta can ước lượng cáo tham số của mô hình thong qua số liệu thu được trong mẫu quan sát.

O6 nhiều phương phấp ước lượng thai sô, ở đây chúng ta xét phương pháp ước lượng hợp lý cực đại. Gia sử mau có un quan sát độc lập (Z¡, y;),7 = 1,2,.,n, VỚI 1; là giá trị của biên phụ thuộc và z; là giá trị cla biên độc lập tai quan sát thứ ¿. Việc ước lượng các tham số cia mô hình bằng phương phap hợp lý cực đại được thực hiện theo quy trình như sau: a. Nhu vậy Y nhậu giá tri 1 với xác suất bằng z(z;) và nhận giá trị 0 với xá suất bằng 1 — 7 (;),i = Ì,.

Với mỗi oặp (Z;, ¡),? = 1,2,. Với mau n quan sat độc lập (z;,¡),? = 1,2,.,n ta thành lập ham hợp lý có dạng n n (8) = [J (a) = [ [=1 — xứ)]'—" (1.3) i=1 i=1 Lay, logarit ham hợp ly (??) ta nhận được ham số cd dang n L(8) = ` (0¡In(x(øi)) + (1 = ys) (1 — a (2:))) (1.4) i=l ov, Lay đạo hàm của ham L(Ø) theo đọ và đị ta có hệ phương trình hợp lý: X lu —z(s)] =0 i=l (1.5) ta có nghiệm cla hệ phương trình hợp lý là ước lượng hợp lý cực đại của các tham sỐ Ø = (fo, đị). La ký hiện BIA ước lượng hợp ly cực đại cua Ø.2 Kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy logistic Việc kiếm định sự phù hợp của mô hình, nhằm tra lời câu hoi: “Mo hinh chứu biếu độc lập cho chứng ta thông tin vé biếu phụ thuộc thiêu hon mot cách, đáng kể (có Ú ughia thông kô) so uới m6 hành, không chứu ⁄ buôn độc lập hay không?” - Ấ Kiếm định tý số hàm hợp ly Để đánh giá ý nghĩa sự có mat của biến độc lập trong mô hình, ta cần xót sự thay đổi độ lệch của hai m6 hình khi không có biên độc lập và 13 khi có biên độc lập. Độ lệch của md hình hồi quy logistic, ký hiệu là D, có dạng, hàm hợp lí logistic D=-2ln - (1.

hợp lí bao hoa Ki hiệu 7; = 7(a;) va từ (1. p=-~2m]] TL ya = 2), win(=) +1) (1 ) Yi — Uị Như vậy, độ lệch D của mô hình hồi quy logistio là giá trị so sánh giữa logarit hàm hợp lý của mô hình hồi quy logistic và. logarit ham hợp lý bão hòa (mô hình bão hòa là mô hình v6 số hệ số bằng số quan sát). Hiệu độ lệch của.

hai mô hình không có biến độc lập và có biên độc lập được gọi là tiêu chuẩn tý lệ hợp lý, ký hiệu là G: G —D (mô hành không có biến độc lập) — D (mô hành có biếu độc lập).