Nghiên cứu này sử dụng bộ dữ liệu VHLSS 2014, đến thời điểm này có thể nói kết quả nghiên cứu ít đƣợc vận dụng vào thực tế. Bên cạnh đó bộ dữ liệu này là dạng dữ liệu chéo nên chƣa đƣa ra đƣợc kết quả khái quát về các đặc điểm hộ gia đình tác động nhƣ thế nào đến chi tiêu giáo dục. Điều này có thể đƣợc khắc phục khi sử dụng dữ liệu bảng. Bên cạnh đó, nghiên cứu về thu nhập/chi tiêu thƣờng xảy ra hiện tƣợng nội sinh dẫn đến sai lệch trong ƣớc lƣợng các tham số. Tuy nhiên với dữ liệu còn hạn chế, nên trong nghiên cứu này chƣa đƣa thêm vào mơ hình các biến khác để kiểm soát đƣợc vấn đề nội sinh.
Hạn chế tiếp theo của nghiên cứu này là chỉ tập trung nghiên cứu một số biến đại diện đặc điểm hộ gia đình, chƣa xem xét đến vấn đề chính sách liên quan đến y tế trong thời điểm khảo sát tác động nhƣ thế nào đến chi tiêu y tế của hộ gia đình. Đồng thời, chi tiêu y tế trong nghiên cứu là số tổng chi tiêu, chƣa phân tách đƣợc các chi tiêu thành phần để có những phân tích sâu hơn và đa dạng hơn về hành vi chi tiêu cho y tế của hộ gia đình Việt Nam.
Hƣớng nghiên cứu tiếp của theo của đề tài là phân tích chi tiêu y tế theo từng vùng, chia theo dân tộc, giới tính, khu vực sinh sống để thấy đƣợc những khác biệt giữa các nhóm này, từ đó có những chính sách y tế phù hợp cho từng đối tƣợng nhằm nâng cao hiệu quả chi tiêu y tế của hộ gia đình.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
Tiếng việt
1. Hoàng Ngọc Nhậm và cộng sự, 2007. Giáo trình kinh tế lƣợng. Đại học Kinh tế Tp. Hồ Chí Minh.
2. Lê Phƣơng Thảo, 2011, Determinants of household healthcare expenditure: an analysis in Vietnam by using of VHLSS 2006. Luận văn Thạc sĩ kinh tế - Trƣờng Đại học kinh tế Tp. Hồ Chí Minh.
3. Lê Phƣơng Thảo, 2011. Xác định các yếu tố của chi tiêu y tế hộ gia đình: một phân tích ở Việt Nam bằng cách sử dụng bộ dữ liệu VHLSS 2006. Luận văn Thạc sĩ. Trƣờng Đại học Kinh tế Tp. Hồ Chí Minh.
4. Nguyễn Minh Trí, 2015. Các yếu tố tác động đến chi tiêu y tế cho trẻ em Việt Nam. Luận văn Thạc sĩ. Trƣờng Đại học Kinh tế Tp. Hồ Chí Minh. 5. PAHE Việt Nam 2011a. Cơng bằng sức khỏe ở Việt Nam: góc nhìn xã hội
dân sự. Hà Nội: Nhà xuất bản Lao động.
6. PAHE Việt Nam 2011b. Hệ thống y tế Việt Nam: hƣớng tới mục tiêu và công bằng. Hà Nội: Nhà xuất bản Lao động.
7. Tổng cục thống kê, 2015. Kết quả khảo sát mức sống dân cƣ năm 2014. 8. Trần Tiến Khai, 2012. Phƣơng pháp nghiên cứu kinh tế. Khoa kinh tế
phát triển, trƣờng Đại học Kinh tế Tp. Hồ Chí Minh.
9. Vũ Trịnh Thế Quân, 2012. Các nhân tố ảnh hƣởng đến chi tiêu y tế của các hộ gia đình Bắc Trung Bộ và Duyên Hải Miền Trung. Luận văn Thạc sĩ. Trƣờng Đại học Kinh tế Tp. Hồ Chí Minh.
Tiếng Anh
1. Arrow, 1963. Uncertainty and the Welfare Economics of Medical care. American Economic Review, 53(5): 1-8.
2. Baltagi B. H anda Moscone F, 2010. Health Care Expenditure and Income in the OECD Reconsidered: Evidence from Panel Data. IZA DP, No. 4851.
3. Catharuna Hjortsberg, 2000. Determinants of Household Health Care Expenditure – The Case of Zambia.
4. Doulas S. P, 1983. Examining family decision – making process. http://www.acrwebsite.org/volume/display.asp
5. Grossman M., 1972. On the concept of health capital and the demand for health. The Journal of Political Economy, 80(2), 223-255.
6. Himanshu, 2006. Gender inequality in household health Expenditure: the case of migrant workers in China. Public health report 123(2): 189-198. 7. Houthakker .H .S, 1957. An international comparision of household,
expenditure patterns, commemorating tha centenaty of Engel’s law. [pdf]. 8. Julia Lagrand, 1982. The Strategy of Equality: Redistribution and the
Social Services. London: George Allen and Unwin.
9. Mas-Colell, A., M.D. Whiston, J. R. Green, 1995. Fairnessin the healthcare finance and delivery: Qhat about Tunisia?. Health Policy and Planning 2014; 29: 433-442.
10. Mooney, G., Barer, M., Getzen, T., & Stodart, G., 1998. Economics, communitariasim, and health care. Health, health care and health economics. NewYork: Wiley.
11. Ndanshau .O .A, 1998. An Econometric analysis of Engel’s Curve: The Case of Peasant Households in Northern Tanzania. Special Issue, 4:57-70. 12. Pauly, M, V. 1978. Is medical care different? Paper presented at the Compentition in the Health Care Sector: Past, Present, and Future, Proceeding of a conference sponsored by Bureau of Economics, Federal Trade Commission.
13. Pauly, M, V. 1988. Is medical care different? Old questions, new answers. Journal of Health Politics, Policy and Law, 13(2), 227-237.
14. Pravin K. Trivedi, 2002. Patterns of Health Care Utilization in Viet Nam: Analysis of 1997 – 1998 Vietnam Living Standards Survey Data.
PHỤ LỤC SỐ LIỆU 1. THỐNG KÊ MÔ TẢ . Total 1,883 100.00 1 1,364 72.44 100.00 0 519 27.56 27.56 gioitinh Freq. Percent Cum. . tab gioi . Total 1,883 100.00 1 1,738 92.30 100.00 0 145 7.70 7.70 dantoc Freq. Percent Cum. . tab dantoc . Total 1,883 100.00 1 457 24.27 100.00 0 1,426 75.73 75.73 sinh song Freq. Percent Cum. khu vuc . tab kvss . tdvh 1883 5.882634 3.660475 0 12 tuoi 1883 51.85236 13.53456 18 94 Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max . sum tuoi tdvh
.
tsnguoi 1883 3.805098 1.517778 1 13 Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max . sum tsnguoi . lntn 1883 11.272 .7637911 8.339262 14.78893 lnctgd 1883 4.267466 3.912615 0 10.9996 lntongct 1883 9.009467 .9216127 5.438079 12.46475 lnctnoitru 1883 1.633093 3.268119 0 12.18587 lnctngoaitru 1883 5.262749 3.026487 0 11.39019 lnchibhyt 1883 3.711214 3.268195 0 8.441823 lntcyt 1883 1.291739 2.79931 0 11.71178 lnctyte 1883 7.518423 1.322747 2.484907 12.23781 Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max
.
lntcyt 1364 1.132222 2.621346 0 11.69525 Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max -> gioi = 1
lntcyt 519 1.710968 3.185359 0 11.71178
Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max -> gioi = 0
. bysort gioi: sum lntcyt
.
lntcyt 1738 1.303981 2.820312 0 11.71178 Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max -> dantoc = 1
lntcyt 145 1.145003 2.53838 0 9.903487
Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max -> dantoc = 0
. bysort dantoc: sum lntcyt
.
lntcyt 457 .9893829 2.529774 0 11.71178 Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max -> kvss = 1
lntcyt 1426 1.388637 2.874467 0 11.69525
Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max -> kvss = 0
. bysort kvss: sum lntcyt
2. MA TRẬN TƢƠNG QUAN 3. HỒI QUY . lntn 0.0400 0.6141 0.2612 1.0000 lnctgd -0.0373 0.1897 1.0000 lntongct 0.0351 1.0000 lnctnoitru 1.0000 lnctno~u lntongct lnctgd lntn lntn 0.1373 0.1135 -0.1039 0.3528 0.1585 0.4547 -0.0231 0.3415 0.1338 lnctgd 0.1186 0.0763 -0.2746 0.2162 0.0613 0.3928 -0.0732 0.3957 0.0208 lntongct 0.1285 0.0720 -0.0771 0.2598 0.0116 0.3236 -0.0020 0.2701 0.1388 lnctnoitru -0.0122 -0.0086 0.0723 -0.0551 -0.0468 0.1555 0.4404 0.0545 0.0631 lnctngoaitru -0.0408 0.0763 0.0682 0.0226 -0.0126 0.1123 0.1714 0.1306 1.0000 lnchibhyt 0.0409 0.2201 -0.0444 0.2358 0.0593 0.2411 0.0140 1.0000 lntcyt -0.0924 0.0151 0.1396 -0.0708 -0.0612 0.0023 1.0000 tsnguoi 0.1855 0.0285 -0.0028 0.0271 0.0131 1.0000 kvss -0.1249 0.0520 -0.0015 0.1678 1.0000 tdvh 0.1770 0.1715 -0.2863 1.0000 tuoi -0.1916 -0.0005 1.0000 dantoc 0.0314 1.0000 gioi 1.0000 gioi dantoc tuoi tdvh kvss tsnguoi lntcyt lnchib~t lnctng~u (obs=1883) > tgd lntn . _cons 3.433707 .3048391 11.26 0.000 2.835846 4.031568 lntn .1003648 .0326349 3.08 0.002 .0363602 .1643695 lnctgd -.0061079 .0053964 -1.13 0.258 -.0166916 .0044758 lntongct .0891389 .024084 3.70 0.000 .0419045 .1363734 lnctnoitru .169309 .0060017 28.21 0.000 .1575383 .1810796 lnctngoaitru .2094525 .0059147 35.41 0.000 .1978524 .2210526 lnchibhyt .1096849 .0061725 17.77 0.000 .0975791 .1217906 lntcyt .0458292 .0070455 6.50 0.000 .0320113 .059647 tsnguoi .0274998 .0143261 1.92 0.055 -.000597 .0555966 kvss -.016613 .0420513 -0.40 0.693 -.0990854 .0658594 tdvh .0108371 .005518 1.96 0.050 .0000151 .0216591 tuoi .0041014 .0014077 2.91 0.004 .0013406 .0068622 dantoc -.0556301 .0670536 -0.83 0.407 -.1871378 .0758777 gioi .0077857 .0410965 0.19 0.850 -.0728142 .0883855 lnctyte Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Total 3292.86013 1882 1.74966 Root MSE = .74803 Adj R-squared = 0.6802 Residual 1045.78702 1869 .559543616 R-squared = 0.6824 Model 2247.07311 13 172.851778 Prob > F = 0.0000 F( 13, 1869) = 308.92 Source SS df MS Number of obs = 1883 > gct lnctgd lntn
. Mean VIF 1.37 dantoc 1.08 0.929870 lnctngoaitru 1.08 0.927839 kvss 1.09 0.914303 gioi 1.13 0.881237 tuoi 1.22 0.819038 lnctnoitru 1.29 0.772813 lntcyt 1.31 0.764346 lnchibhyt 1.37 0.730594 tdvh 1.37 0.728757 lnctgd 1.50 0.666905 tsnguoi 1.59 0.628843 lntongct 1.66 0.603474 lntn 2.09 0.478521 Variable VIF 1/VIF . vif
.
Prob > chi2 = 0.0239 chi2(1) = 5.10
Variables: fitted values of lnctyte Ho: Constant variance
Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity . hettest . _cons 3.433707 .331785 10.35 0.000 2.782999 4.084415 lntn .1003648 .0355491 2.82 0.005 .0306447 .170085 lnctgd -.0061079 .0052558 -1.16 0.245 -.0164158 .0042 lntongct .0891389 .0248887 3.58 0.000 .0403264 .1379514 lnctnoitru .169309 .0069038 24.52 0.000 .155769 .1828489 lnctngoaitru .2094525 .0072188 29.01 0.000 .1952948 .2236102 lnchibhyt .1096849 .0064134 17.10 0.000 .0971068 .122263 lntcyt .0458292 .0077333 5.93 0.000 .0306624 .060996 tsnguoi .0274998 .0142354 1.93 0.054 -.0004192 .0554188 kvss -.016613 .0433184 -0.38 0.701 -.1015705 .0683444 tdvh .0108371 .005456 1.99 0.047 .0001366 .0215375 tuoi .0041014 .0014455 2.84 0.005 .0012665 .0069363 dantoc -.0556301 .0730369 -0.76 0.446 -.1988725 .0876123 gioi .0077857 .0410253 0.19 0.850 -.0726745 .0882458 lnctyte Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Robust Root MSE = .74803 R-squared = 0.6824 Prob > F = 0.0000 F( 13, 1869) = 299.95 Linear regression Number of obs = 1883 > gct lnctgd lntn, robust