Nghiên cứu tác động của phân cấp tài khóa đến dịch vụ y tế tại việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN THỊ TRÀ NHI NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG CỦA PHÂN CẤP TÀI KHÓA ĐẾN DỊCH VỤ Y TẾ TẠI VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ Tp Hồ Chí Minh – Năm 2018 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN THỊ TRÀ NHI NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG CỦA PHÂN CẤP TÀI KHÓA ĐẾN DỊCH VỤ Y TẾ TẠI VIỆT NAM Chun ngành: Tài Chính Cơng Mã số: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: PGS.TS VŨ THỊ MINH HẰNG Tp Hồ Chí Minh – Năm 2018 LỜI CAM ĐOAN Tơi xin cam đoan cơng trình nghiên cứu riêng Các số liệu nội dung luận án trung thực Kết luận án chƣa đƣợc cơng bố cơng trình Tác giả luận văn MỤC LỤC Trang phụ bìa Lời cam đoan Mục lục Danh mục ký hiệu, chữ viết tắt Danh mục bảng Danh mục hình vẽ, đồ thị Lý chọn đề tài .1 Mục tiêu nghiên cứu Đối tƣợng phạm vi nghiên cứu Phƣơng pháp nghiên cứu Ý nghĩa thực tiễn luận văn Bố cục luận văn CHƢƠNG 1: TỔNG QUAN LÝ THUYẾT .4 1.1 Khung lý thuyết 1.1.1 Hàng hóa y tế 1.1.2 Phân cấp tài khóa 1.1.2.1 Khái niệm phân cấp tài khóa 1.1.2.2 Nội dung phân cấp tài khóa .5 1.1.3 Tác động phân cấp tài khóa lên dịch vụ y tế .8 1.1.3.1 Tác động mặt kinh tế phân cấp tài khóa lên dịch vụ y tế 1.1.3.2 Tác động mặt trị phân cấp tài khóa lên dịch vụ y tế 1.1.3.3 Tác động mặt quản lý phân cấp tài khóa lên dịch vụ y tế 10 1.1.3.4 Tác động mặt hành vi phân cấp tài khóa lên dịch vụ y tế 11 1.1.3.5 Tác động mặt cơng phân cấp tài khóa lên dịch vụ y tế .12 1.1.4 Mơ hình lý thuyết tác động phân cấp lên dịch vụ y tế 15 1.1.4.1 Mơ hình 15 1.1.4.2 Chỉ tiêu đo lƣờng đầu y tế 17 1.1.4.3 Các tiêu đo lƣờng phân cấp tài khóa y tế .17 1.2 Các nghiên cứu trƣớc .19 1.3 Thực trạng tác động phân cấp tài khóa đến dịch vụ y tế Việt Nam 22 1.3.1 Tác động lên hệ thống mạng lƣới dịch vụ y tế Việt Nam .23 1.3.2 Tác động lên chất lƣợng dịch vụ y tế Việt Nam 24 1.3.3 Tác động lên phí dịch vụ y tế Việt Nam .25 CHƢƠNG 2: DỮ LIỆU VÀ PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 28 2.1 Dữ liệu 28 2.1.1 Biến phụ thuộc 28 2.1.2 Biến độc lập 29 2.1.2.1 Biến phân cấp tài khóa 29 2.1.2.2 Các biến kiểm soát khác 31 2.2 Mơ hình thực nghiệm 34 2.3 Phƣơng pháp ƣớc lƣợng mơ hình 35 CHƢƠNG 3: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN 39 3.1 Mô tả số liệu .39 3.2 Phân tích ma trận tƣơng quan .41 3.3 Kết hồi quy 41 3.3.1 Mơ hình 41 3.3.2 Mơ hình 50 CHƢƠNG 4: KIẾN NGHỊ 52 4.1 Kiến nghị chế, sách 52 4.1.1 Tăng cƣờng nguồn thu sở y tế địa phƣơng 52 4.1.2 Xây dựng hệ thống đánh giá riêng cho sở y tế địa phƣơng để đƣa quy định khung thuế, phí mức chi tiêu phù hợp với sở y tế địa phƣơng 57 4.1.3 Thiết kế hệ thống ngân sách nhà nƣớc cho y tế theo hƣớng tách bạch rõ ràng cấp ngân sách 58 4.1.4 Thực chế chi tiêu ngân sách hài hòa mục tiêu phát triển kinh tế mục tiêu phát triển xã hội (đặc biệt sức khỏe cộng đồng) .59 4.1.5 Hạn chế thất thốt, sử dụng lãng phí chi tiêu ngân sách y tế, gia tăng hiệu sử dụng ngân sách 59 4.1.6 Tăng cƣờng hỗ trợ tài cho tuyến sở, đa dạng phƣơng thức chi trả phí khám chữa bệnh theo hƣớng khuyến khích sử dụng hiệu nguồn lực, đồng thời tránh tình trạng lạm dụng để tăng nguồn thu .60 4.1.7 Cân mối quan hệ lợi ích ngƣời dân, BHYT, chất lƣợng sở y tế khám chữa bệnh 61 4.2 Kiến nghị ngƣời .63 4.3 Kiến nghị minh bạch thông tin .64 KẾT LUẬN .66 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC Phục lục 1: Tổng hợp nghiên cứu trƣớc ảnh hƣởng phân cấp tài khóa lên đầu y tế Phụ lục 2: Thống kê mô tả Phụ lục 3: Ma trận tƣơng quan Phụ lục 4: Hồi quy Pooled OLS mô hình Phụ lục 5: Hồi quy theo FEM mơ hình Phụ lục 6: Hồi quy theo REM mơ hình Phụ lục 7: Kiểm định Hausman mơ hình Phu lục 8: Kiểm định Breusch – Pagan LM test Phụ lục 9: Kiểm định Wooldridge test Phụ lục 10: Hồi quy theo REM với Robust mơ hình Phụ lục 11: Hồi quy FGLS mơ hình Phụ lục 12: Hồi quy Pooled OLS mơ hình Phụ lục 13: Hồi quy theo FEM mơ hình Phụ lục 14: Hồi quy theo REM mơ hình Phụ lục 15: Danh sách Tỉnh/ Thành phố mẫu liệu DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU, CÁC CHỮ VIẾT TẮT ASEAN: Hiệp hội quốc gia Đông Nam Á (Association of Southeast Asian Nations) BHYT : Bảo hiểm y tế CQĐP : Chính quyền địa phƣơng CQTW: Chính quyền trung ƣơng FEM : Mơ hình tác động cố định (Fixed effect model) FGLS : Phƣơng pháp bình phƣơng nhỏ tổng quát khả thi (Feasible generalized least squares) GTGT : Thuế giá trị gia tăng HĐND : Hội đồng Nhân dân IMR : Tỷ lệ tử vong trẻ em dƣới tuổi (Infant mortality rate) LE : Tuổi thọ trung bình (Life expectancy) NSĐP : Ngân sách địa phƣơng NSNN : Ngân sách nhà nƣớc NSNN : Ngân sách Nhà nƣớc OLS : Phƣơng pháp bình phƣơng nhỏ (Ordinary Least Square) REM : Mơ hình tác động ngẫu nhiên (Random effect model) UBND : Uỷ ban Nhân dân VHLSS : Bộ liệu Điều tra mức sống hộ gia đình (Vietnam Household Living Standard Survey) DANH MỤC CÁC BẢNG Bảng 2.1 Danh sách biến 33 Bảng 3.1 Mô tả thống kê biến 39 Bảng 3.2 Ma trận tƣơng quan biến 41 Bảng 3.3 Kết hồi quy mô hình theo phƣơng pháp Pooled OLS, FEM REM 43 Bảng 3.4 Kết hồi quy mơ hình theo REM với sai số chuẩn mạnh FGLS 47 Bảng 3.5 Hồi quy mơ hình theo OLS, FEM, REM 51 Bảng 4.1 Các loại thuế chia sẻ trung ƣơng địa phƣơng số quốc gia 55 DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ, ĐỒ THỊ Hình 1.1 Phân cấp tài khóa ảnh hƣởng đến đầu y tế qua kênh 14 Hình 1.2: Xu hƣớng tử vong trẻ em dƣới tuổi dƣới tuổi Việt Nam, 19902015 25 Hình 1.3 Luồng tài y tế Việt Nam 26 Hình 3.1 Tỷ lệ IMR nƣớc ASEAN năm 2011 40 PHẦN MỞ ĐẦU Lý chọn đề tài Trong vài thập niên qua, phân cấp đƣợc thực thi hầu hết quốc gia trở thành chìa khóa cải tổ khu vực cơng Trong q trình tồn cầu phân cấp dịch vụ y tế nằm vị trí trung tâm (Cavalieri cộng sự, 2016) Ở Việt Nam, ngành y tế có thành công vƣợt bậc, so với quốc gia có thu nhập bình qn đầu ngƣời cao Một thành cơng thấy việc giảm tỷ lệ tử vong theo nhóm tuổi giai đoạn 2000 đến 2005 tất lứa tuổi, vài quốc gia láng giềng (nhƣ Malaysia, Thái Lan,…) có thay đổi nhỏ chí tăng số nhóm tuổi (Lieberman cộng sự, 2009) Các tín hiệu tích cực song song với cải tổ, đổi sách Chính phủ Việt Nam có việc thực đẩy mạnh phân cấp nói chung phân cấp tài khóa nói riêng cách sâu rộng Vậy câu hỏi đặt liệu phân cấp tài khóa có phải lý cho thành công lĩnh vực y tế Việt Nam hay không? Về mặt lý thuyết có quan điểm cho việc chuyển giao quyền lực trách nhiệm cho cấp quyền thấp cho phép sách cơng phù hợp với sở thích ngƣời dân (Oates, 1972) Cấu trúc phân cấp quyền cải thiện hiệu phân phối dịch vụ việc giảm thông tin bất cân xứng, tăng trách nhiệm giải trình nhà tạo lập sách địa phƣơng, đẩy mạnh tham gia cộng đồng, khuyến khích cạnh tranh đổi sách Song có quan điểm cho phân cấp khơng làm tăng hay chí cản trở hiệu phân phối dịch vụ công Những cản trở liên quan đến thất bại việc khai thác lợi quy mơ, rủi ro gặp phải q trình định quyền địa phƣơng có quyền địa phƣơng có đủ khả tổ chức quản lý (Smith, 1985) Trong đó, đặc trƣng hàng hóa dịch vụ y tế phức tạp mập mờ để dự đoán Theo Cavalieri cộng (2016) hiệu ứng lan tỏa lĩnh vực y tế, đặc trƣng loại hàng hóa công việc không tận dụng đƣợc lợi quy mơ kinh tế làm tăng phí tổn cho phân cấp bỏ phiếu cử tri bang, tiêu đầu ngƣời GDP đầu ngƣời bang, phụ nữ nông thôn, tỷ lệ nguồn biết chữ thu nông thôn đƣợc giữ lại tổng chi nông thôn Cantarero Tây Ban Tác động cô Biến phụ thuộc: IMR LE (tuổi Tỷ lệ chi tiêu cho y tế Phân cấp tài khóa có tác Pascual Nha (15 định ngẫu thọ trung bình) (2008) vùng, nhiên quyền địa động tiêu cực đến IMR Biền độc lập: tiêu phân cấp tài phƣơng tổng chi y tích cực với LE khóa, GDP đầu ngƣời, số tế tất cấp 1992-2003) giƣờng bệnh 1000 ngƣời, mật quyền độ bác sĩ đa khoa 1000 ngƣời Uchimura Trung Jutting Quốc (2009) tỉnh; Tác động cố Biến phụ thuộc: IMR Tỷ lệ tổng chi tiêu Các tỉnh phân cấp nhiều (26 định với sai số Biến độc lập: hai số đo lƣờng 199- chuẩn 2001) quyền cấp cho ảnh hƣởng tốt lên đầu điều phân cấp tài khóa, GDP đầu ngƣời huyện nguồn thu y tế đảm bảo hai chỉnh White tỉnh, tỷ lệ nơng thơng thành quyền tỉnh điều kiện: 1) hệ thống thị, tỷ lệ sinh mù chữ, quy mô tỷ lệ chi tiêu chuyển giao chức quyền địa phƣơng quyền huyện đƣợc thành lập tỉnh tổng chi tiêu huyện; 2) nguồn ngân quyền tỉnh sách huyện đƣợc tăng cƣờng Akpan Nigeria (36 Tác động ngẫu Biến phụ thuộc: IMR (2011) bang nhiên hạt; 2002- Tỷ lệ thu bang Phân cấp tài khóa Biến độc lập: tiêu phân cấp tài thu liên bang khóa, tỷ lệ biết chữ ngƣời lớn, tốc cao IMR nhỏ độ tăng dân số bang, nguồn thu 2009 bang Jimenez – Canada (10 Tác động cố Biến phụ thuộc: IMR Tỷ lệ chi tiêu y tế Phân cấp tác động tích Rubio tỉnh; 1979- định với sai số Biến độc lập: số phân cấp y tế, quyền tỉnh cực lên hiệu (2011a) 1995) chuẩn điều GDP bình quân đầu ngƣời tỉnh, tổng chi cho y tế chỉnh White sách cơng cải trợ cấp ý tế đầu ngƣời từ thiện sức khỏe ngƣời dân quyền liên bang, chi tiêu y tế (khi đo lƣờng IMR) liên bang đầu ngƣời, chi tiêu y tế thành phố đầu ngƣời, chi tiêu y tế cá nhân đầu ngƣời, mức giáo dục, phụ nữ hút thuốc ngày, trẻ đẻ nhẹ cân Soto, Farfan Colombia Tác động cố Biến phụ thuộc: IMR Chi tiêu y tế điều Phân cấp làm giảm IMR Lorant (1080 thành định với biến Biến độc lập: số phân cấp tài chỉnh quyền Tuy nhiên, tác động cải (2012) phố; 1998- giả năm sai khóa, khoản chuyển giao từ địa phƣơng tổng thiện đầu y tế phụ 2007) số điều chỉnh quyền trung ƣơng tổng chi chi tiêu y tế White tiêu y tế, số năm thành phố đƣợc tự thuộc vào điều kiện kinh tế xã hội trị, phần trăm hộ gia đình khơng thỏa mãn nhu cầu bản, mức độ thị hóa Cavalieri 20 vùng Mơ hình tác Biến phụ thuộc: IMR Ferrante Italia; (2016) 1996-2012 động cố định Tỷ lệ nguồn thu đƣợc Phân cấp tài khóa tác Biến độc lập: hai số phân cấp tài kiểm sốt động lên đầu y tế khóa, GDP bình qn đầu ngƣời, tỷ quyền địa phƣơng lệ chi tiêu cho y tế, giáo dục, tiêu tổng thu vùng; Chỉ dùng thuốc lá, biến giả kết hoạch số cân theo hoàn trả, biến giả thời gian chiều dọc Nghiên cứu với mẫu gồm nhiều quốc gia Ebel Sáu nƣớc Mơ hình ƣớc Biến phụ thuộc: tỷ lệ tiêm chủng Phân cấp đƣợc đo Sự can thiệp phân cấp Yilmaz phát triển lƣợng GLS với bạch hầu, ho gà, uốn ván sởi cho lƣờng biến can quyền địa phƣơng (2001) (Argentina, tác động cố trẻ em dƣới 12 tháng Brazil, định Colombia, thiệp có giá trị trƣớc ảnh hƣởng tích cực lên tỷ Biến độc lập: tỷ lệ tiêm chủng với có can thiệp lệ tiêm chủng sởi độ trễ năm, biến can thiệp Philippines, sau có can thiệp South Africa Venezuela; 1970-1999 Robalino, Picazo Giữa nƣớc 45 Tác động cố Biến phụ thuộc: IMR thu định thấp Biến độc lập: số phân cấp, GDP quyền địa Lợi ích biên từ phân bình quân đầu ngƣời, tham nhũng, phƣơng tổng chi cấp tài khóa cao đáng Voetberg nhập (2001) 70 nƣớc thu fractionalization nhập Tỷ lệ chi tiêu Phân cấp làm IMR thấp số ethno – linguistic tiêu quyền kể nƣớc nghèo trung ƣơng cao; 19701995 quốc Hồi quy bội Biến phụ thuộc: tỷ lệ tiêm chủng Tỷ phần chi tiêu Phân cấp ảnh hƣởng tích Khaleghian 140 (2004) gia có thu OLS chuẩn với bạch hầu, ho gà, uốn ván sởi cho quyền địa cực đến tỷ lệ tiêm chủng thấp biến giả năm trẻ em tuổi nhập phƣơng tổng chi nƣớc có thu nhập trung sai số chuẩn Biến độc lập: hai số phân cấp, tiêu phủ, tỷ thấp tiêu cực bình; 1980- điều 1997 chỉnh GDP bình qn đầu ngƣời, quy mơ phần chi tiêu y tế nƣớc có thu nhập trung dân số, mật độ dân số, tỷ lệ mù chữ, tổng chi tiêu bình White điểm dân chủ, tham gia vào tổ quyền địa phƣơng chức UNICEF’s Vaccine Independence Initiative, số chất lƣợng thể chế, điểm số đạo đức (ethnic tension) Jimenez – 20 quốc gia Mơ hình hiệu Biến phụ thuộc: IMR Tỷ lệ nguồn thu thuế Phân cấp tài khóa có ảnh chỉnh sai số Biến độc lập: số phân cấp, phần thuộc quản lý địa hƣởng tích cực dài Rubio OECD; (2011b) 1970 - với biến giả trăm chi tiêu y tế GDP, GDP phƣơng tổng thu hạn đến việc giảm IMR 2001 năm sai số đầu ngƣời, tiêu dùng rƣợu quyền (thuế quyền tự đối chuẩn điều thuốc lá, mức độ giáo dục loại thuế mà với nguồn thu địa chỉnh Newey- quyền địa phƣơng đƣợc giao cho West phƣơng thay đổi quyền địa phƣơng tỷ suất thuế, thuế cở sở hai); thu thuế địa phƣơng tổng thu quyền Phụ lục 2: Thống kê mơ tả sum imr fdi hfdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp Variable Obs Mean imr fdi hfdi gdp pu_hexp 250 250 250 250 250 17.7452 0606662 011127 26.94003 262.6718 pr_hexp educ alci_exp 250 250 250 6.733762 93.144 284.2281 Std Dev Min Max 8.417413 0365963 010351 36.23826 164.1295 0179369 0003831 6.360037 52.26731 52 2508683 0692725 277.9059 1462.334 3928044 7.898659 118.9927 5.643214 58 62.73907 7.630018 100 703.3039 Phụ lục 3: Ma trận tƣơng quan pwcorr imr fdi hfdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp imr fdi hfdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp imr fdi hfdi gdp pu_hexp pr_hexp educ 1.0000 -0.4677 -0.1603 -0.3046 0.4012 -0.2383 -0.1995 -0.3073 1.0000 0.7441 0.3827 -0.1303 0.2394 0.1375 0.2627 1.0000 0.1084 0.2681 0.2999 0.1887 0.1981 1.0000 -0.0191 0.1962 0.1069 0.2729 1.0000 0.4836 0.3398 0.1340 1.0000 0.5194 0.5078 1.0000 0.2614 alci_exp alci_exp 1.0000 Phụ lục 4: Hồi quy Pooled OLS mơ hình reg imr fdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp Source SS df MS Model Residual 9048.24081 8594.11836 243 1508.04013 35.3667422 Total 17642.3592 249 70.8528481 imr Coef fdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp _cons -52.63027 -.0232282 0303402 -6.69622 -.1823077 -.0067756 77.59178 Std Err 11.79112 0114798 0027796 1.407318 0563116 0037968 8.116627 t -4.46 -2.02 10.92 -4.76 -3.24 -1.78 9.56 Number of obs F( 6, 243) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.000 0.044 0.000 0.000 0.001 0.076 0.000 = = = = = = 250 42.64 0.0000 0.5129 0.5008 5.947 [95% Conf Interval] -75.85613 -.0458409 024865 -9.468318 -.2932288 -.0142544 61.60386 -29.40442 -.0006155 0358153 -3.924121 -.0713867 0007032 93.5797 Phụ lục 5: Hồi quy theo FEM mơ hình xtreg imr fdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp,fe Fixed-effects (within) regression Group variable: province Number of obs Number of groups = = 250 50 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.0 within = 0.1824 between = 0.1747 overall = 0.1651 corr(u_i, Xb) F(6,194) Prob > F = 0.1844 imr Coef fdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp _cons 7.876811 -.0448079 0017986 -.2079604 -.0950923 -.0049865 29.67697 22.21094 0289683 0019192 7698379 031287 0026774 4.628532 sigma_u sigma_e rho 7.5370128 2.5729745 89562453 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err F(49, 194) = t 0.35 -1.55 0.94 -0.27 -3.04 -1.86 6.41 22.53 P>|t| = = 0.723 0.124 0.350 0.787 0.003 0.064 0.000 7.22 0.0000 [95% Conf Interval] -35.9291 -.1019411 -.0019865 -1.726287 -.1567986 -.010267 20.54827 51.68272 0123253 0055837 1.310366 -.033386 000294 38.80568 Prob > F = 0.0000 Phụ lục 6: Hồi quy theo REM mơ hình xtreg imr fdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp,re Random-effects GLS regression Group variable: province Number of obs Number of groups = = 250 50 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.0 within = 0.1482 between = 0.4131 overall = 0.3782 corr(u_i, X) Wald chi2(6) Prob > chi2 = (assumed) imr Coef Std Err z fdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp _cons -46.0682 -.0445368 0068007 -.9637689 -.1160884 -.0060921 38.98772 16.1834 0179869 0019816 8383705 033628 0027344 4.902845 sigma_u sigma_e rho 4.4825154 2.5729745 7521745 (fraction of variance due to u_i) -2.85 -2.48 3.43 -1.15 -3.45 -2.23 7.95 P>|z| 0.004 0.013 0.001 0.250 0.001 0.026 0.000 = = 69.93 0.0000 [95% Conf Interval] -77.78709 -.0797905 0029169 -2.606945 -.1819982 -.0114515 29.37832 -14.34932 -.0092831 0106845 6794071 -.0501787 -.0007327 48.59712 Phụ lục 7: Kiểm định Hausman mơ hình hausman fe Note: the rank of the differenced variance matrix (4) does not equal the number of coefficients being tested (6); be sure this is what you expect, or there may be problems computing the test Examine the output of your estimators for anything unexpected and possibly consider scaling your variables so that the coefficients are on a similar scale Coefficients (b) (B) fe fdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp 7.876811 -.0448079 0017986 -.2079604 -.0950923 -.0049865 -46.0682 -.0445368 0068007 -.9637689 -.1160884 -.0060921 (b-B) Difference 53.94501 -.0002711 -.0050021 7558085 0209961 0011056 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E 15.2126 0227076 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 6.43 Prob>chi2 = 0.1693 (V_b-V_B is not positive definite) Phu lục 8: Kiểm định Breusch – Pagan LM test xttest0 Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects imr[province,t] = Xb + u[province] + e[province,t] Estimated results: Var imr e u Test: sd = sqrt(Var) 70.85285 6.620198 20.09294 8.417413 2.572975 4.482515 Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 173.75 0.0000 Phụ lục 9: Kiểm định Wooldridge test xtserial imr fdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 49) = 23.774 Prob > F = 0.0000 Phụ lục 10: Hồi quy theo REM với Robust mô hình xtreg imr fdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp,re vce(robust) Random-effects GLS regression Group variable: province Number of obs Number of groups = = 250 50 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.0 within = 0.1482 between = 0.4131 overall = 0.3782 corr(u_i, X) Wald chi2(6) Prob > chi2 = (assumed) = = 60.32 0.0000 (Std Err adjusted for 50 clusters in province) Robust Std Err imr Coef z fdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp _cons -46.0682 -.0445368 0068007 -.9637689 -.1160884 -.0060921 38.98772 23.44572 0170417 0029568 5340275 0315297 0023395 3.640213 sigma_u sigma_e rho 4.4825154 2.5729745 7521745 (fraction of variance due to u_i) -1.96 -2.61 2.30 -1.80 -3.68 -2.60 10.71 P>|z| 0.049 0.009 0.021 0.071 0.000 0.009 0.000 [95% Conf Interval] -92.02097 -.077938 0010054 -2.010444 -.1778855 -.0106774 31.85303 -.1154363 -.0111356 012596 0829057 -.0542914 -.0015067 46.12241 Phụ lục 11: Hồi quy FGLS mô hình xtgls imr fdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp, panels(heteroskedastic) corr(ar1) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = imr Coef fdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp _cons -47.96528 -.0210582 0123914 -2.021993 -.0976135 -.0065139 41.06302 50 Std Err 10.46311 0063328 0020802 6941954 0278585 002061 3.938289 (0.5102) Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(6) Prob > chi2 z P>|z| -4.58 -3.33 5.96 -2.91 -3.50 -3.16 10.43 0.000 0.001 0.000 0.004 0.000 0.002 0.000 = = = = = 250 50 136.39 0.0000 [95% Conf Interval] -68.47261 -.0334703 0083144 -3.382591 -.1522152 -.0105533 33.34411 -27.45796 -.0086461 0164685 -.6613954 -.0430118 -.0024745 48.78192 Phụ lục 12: Hồi quy Pooled OLS mơ hình reg imr hfdi Source gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp SS df MS Model Residual 8791.9108 8850.44838 243 1465.31847 36.4215983 Total 17642.3592 249 70.8528481 imr Coef hfdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp _cons -138.1003 -.0369821 0350592 -7.343762 -.1900326 -.0071578 80.25506 Std Err 39.36352 0110811 0027624 1.410642 0570933 0038505 8.178635 t -3.51 -3.34 12.69 -5.21 -3.33 -1.86 9.81 Number of obs F( 6, 243) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE P>|t| 0.001 0.001 0.000 0.000 0.001 0.064 0.000 = = = = = = 250 40.23 0.0000 0.4983 0.4860 6.035 [95% Conf Interval] -215.6375 -.0588093 0296179 -10.12241 -.3024935 -.0147424 64.14499 -60.56303 -.0151549 0405006 -4.565117 -.0775717 0004268 96.36513 Phụ lục 13: Hồi quy theo FEM mơ hình xtreg imr hfdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp,fe Fixed-effects (within) regression Group variable: province Number of obs Number of groups = = 250 50 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.0 within = 0.1904 between = 0.1265 overall = 0.1268 corr(u_i, Xb) F(6,194) Prob > F = 0.1269 imr Coef hfdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp _cons 63.71925 -.0415391 0002851 -.2400863 -.091205 -.0051057 29.64343 44.6959 0289069 0022021 7617267 0308374 0026626 4.459861 sigma_u sigma_e rho 7.6568937 2.5604315 89942583 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err F(49, 194) = t 1.43 -1.44 0.13 -0.32 -2.96 -1.92 6.65 23.59 P>|t| = = 0.156 0.152 0.897 0.753 0.003 0.057 0.000 7.60 0.0000 [95% Conf Interval] -24.43302 -.0985512 -.0040581 -1.742415 -.1520247 -.010357 20.84739 151.8715 015473 0046283 1.262242 -.0303853 0001457 38.43947 Prob > F = 0.0000 Phụ lục 14: Hồi quy theo REM mơ hình xtreg imr hfdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp,re Random-effects GLS regression Group variable: province Number of obs Number of groups = = 250 50 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.0 within = 0.1552 between = 0.3629 overall = 0.3241 corr(u_i, X) Wald chi2(6) Prob > chi2 = (assumed) imr Coef Std Err z hfdi gdp pu_hexp pr_hexp educ alci_exp _cons -30.32562 -.0556483 0075607 -1.250621 -.1066334 -.0062039 37.71279 42.63221 0178342 0022263 8448953 0340704 0027761 4.95467 sigma_u sigma_e rho 4.4701674 2.5604315 75296711 (fraction of variance due to u_i) -0.71 -3.12 3.40 -1.48 -3.13 -2.23 7.61 P>|z| 0.477 0.002 0.001 0.139 0.002 0.025 0.000 = = 60.42 0.0000 [95% Conf Interval] -113.8832 -.0906027 0031972 -2.906586 -.1734102 -.0116449 28.00182 53.23198 -.0206939 0119241 4053429 -.0398565 -.0007628 47.42377 Phụ lục 15: Danh sách Tỉnh/ Thành phố mẫu liệu 10 An Giang Bà Rịa - Vũng Tàu Bạc Liêu Bắc Ninh Bình Dịnh Bình Dƣơng Bình Thuận Cà Mau Cần Thơ Cao Bằng 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 TỈNH/THÀNH PHỐ Đắk Lắk 21 Hƣng Yên 31 Đắk Nơng 22 Khánh Hòa 32 Đồng Nai 23 Kiên Giang 33 Đồng Tháp 24 Kon Tum 34 Gia Lai 25 Lai Châu 35 Hà Nội 26 Lâm Đồng 36 Hải Dƣơng 27 Lạng Sơn 37 Hải Phòng 28 Lào Cai 38 Hậu Giang 29 Long An 39 Hòa Bình 30 Nam Định 40 Nghệ An Ninh Bình Ninh Thuận Quảng Bình Quảng Nam Quảng Ngãi Quảng Trị Sóc Trăng Sơn La Tây Ninh 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 Thái Bình Thái Ngun Thanh Hóa Tiền Giang TP Hồ Chí Minh Trà Vinh Tuyên Quang Vĩnh Long Vĩnh Phúc Yên Bái ... 1.1.3 Tác động phân cấp tài khóa lên dịch vụ y tế .8 1.1.3.1 Tác động mặt kinh tế phân cấp tài khóa lên dịch vụ y tế 1.1.3.2 Tác động mặt trị phân cấp tài khóa lên dịch vụ y tế 1.1.3.3 Tác. .. chọn đề tài Nghiên cứu tác động phân cấp tài khóa đến dịch vụ y tế Việt Nam để nghiên cứu Mục tiêu nghiên cứu Hiện giới có nhiều nghiên cứu tác động phân cấp tài khóa lên y tế ,nhƣng Việt Nam đa... Tác động mặt quản lý phân cấp tài khóa lên dịch vụ y tế 10 1.1.3.4 Tác động mặt hành vi phân cấp tài khóa lên dịch vụ y tế 11 1.1.3.5 Tác động mặt cơng phân cấp tài khóa lên dịch vụ y tế