5.2 Kết quả hồi quy
5.2.3Hồi quy kiểm định rủi ro đạo đức đối với KCB nội trú
Các bƣớc tƣơng tự nhƣ đối với KCB ngoại trú. Tuy nhiên, biến phụ thuộc solanNT có mean bằng variance (Bảng 5.10) nên khơng có overdispersion và khi sử dụng lệnh estat gof để kiểm tra độ phù hợp của mơ hình Poisson (phụ lục 4), Prob >chi2=1.0000 – hàm Poisson phù hợp với dữ liệu mẫu vì vậy khơng sử dụng Negative Binomial.
Bảng 5.10 Thống kê chi tiết biến solanNT (số lần KCB nội trú)
Percentiles Smallest 1% 1 1 5% 1 1 10% 1 1 Obs 2141 25% 1 1 Sum of Wgt. 2141 50% 1 Mean 1.446053 Largest Std. Dev. 1.202998 75% 1 12 90% 2 15 Variance 1.447205 95% 3 17 Skewness 7.573665 99% 6 25 Kurtosis 103.5149
Nghiên cứu thực hiện hồi quy OLS, Poisson và Zero-truncated Poisson. Kết quả đƣợc trình bày ở bảng 5.11
Bảng 5.11 Kết quả hồi quy đối với số lần KCB nội trú
solanNT
OLS Poisson zero-truncated Poisson Hệ số Sai số chuẩn Tác động biên Sai số chuẩn Tác động biên Sai số chuẩn sdBHYTMP (d) 0.137 0.085 0.126 0.078 0.129 0.083 sdBHYTTN(d) -0.029 0.059 -0.028 0.059 -0.034 0.076 sdBHYTBB(d) -0.021 0.086 -0.023 0.086 -0.039 0.107 sdBHYTSV(d) -0.603* 0.238 -0.524*** 0.146 -0.508*** 0.062 sdBHYTCN(d) 0.062 0.15 0.068 0.149 0.107 0.189 GTNam (d) 0.023 0.064 0.023 0.059 0.028 0.061 Tuoi 0.004 0.002 0.004 0.002 0.005* 0.002 ChuaKH (d) -0.136 0.083 -0.138 0.077 -0.176* 0.089 SKKem (d) 0.295*** 0.065 0.317*** 0.058 0.562*** 0.067 tsnguoiHoGD -0.048*** 0.013 -0.048*** 0.013 -0.056*** 0.015 lnthunhap 0.085 0.045 0.081 0.042 0.090* 0.045 Vung1 (d) -0.200* 0.092 -0.191* 0.082 -0.218** 0.078 Vung2 (d) -0.052 0.112 -0.054 0.102 -0.073 0.101 Vung3 (d) -0.076 0.088 -0.072 0.081 -0.079 0.082 Vung4 (d) -0.128 0.11 -0.122 0.097 -0.143 0.093 Vung5 (d) -0.239* 0.096 -0.219** 0.081 -0.233** 0.077 Thanhthi (d) 0.047 0.08 0.051 0.078 0.074 0.091 DTKinh (d) -0.301* 0.124 -0.315* 0.127 -0.417** 0.157 DTHoa (d) -0.25 0.308 -0.206 0.265 -0.163 0.291 Daihoc (d) 0.109 0.242 0.099 0.244 0.09 0.276 Bangnghe (d) 0.08 0.165 0.075 0.174 0.083 0.269 THPT (d) 0.115 0.096 0.112 0.097 0.133 0.116 THCS (d) 0.108 0.062 0.109 0.063 0.14 0.08 NhaLD (d) -0.278 0.149 -0.252* 0.126 -0.274* 0.135 GiaosuKysu (d) 0.059 0.158 0.063 0.158 0.075 0.205 VPDV (d) 0.043 0.082 0.036 0.084 0.01 0.115 Congnghiep (d) 0.058 0.073 0.047 0.075 0.008 0.1 LDgiandon (d) 0.098 0.121 0.09 0.13 0.086 0.189 Huutri (d) 0.226* 0.105 0.211* 0.098 0.218* 0.101 Thatnghiep(d) 0.432** 0.163 0.470** 0.181 0.649** 0.231 dihoc (d) 0.763 0.417 0.979 0.581 1.965 1.201 _cons 0.735* 0.342 N=2,141 * p<0.05, ** p<0.01, *** p<0.001
Kết quả hồi quy cho ta thấy có sự khác biệt nhẹ về mức độ tác động và một số biến có ý nghĩa ở mơ hình Zero-truncated Poisson nhƣng khơng có ý nghĩa ở Poisson (Tuoi,ChuaKH, lnthunhap). Nghiên cứu sử dụng kết quả ở mơ hình zero- truncated Poisson để kết luận.
Đối với KCB nội trú, các biến có ý nghĩa thống kê bao gồm: Tuoi, ChuaKH, SKKem, tongsonguoiHoGD, lnthunhap, Vung 1, Vung 5, DTKinh, NhaLD, Huutri, Thatnghiep, sdBHYTSV.
Kết luận không tồn tại rủi ro đạo đức trong KCB nội trú.
Đầu tiên, ta thấy các biến để đánh giá về rủi ro đạo đức trong BHYT đều khơng có ý nghĩa thống kê trừ biến sdBHYTSV có tác động âm. Điều này cho thấy khơng có sự khác biệt về số lần KCB nội trú của ngƣời có sử dụng BHYT và khơng sử dụng BHYT. Riêng biến sdBHYTSV có hệ số mang dấu âm cho thấy ngƣời sử dụng BHYT sinh viên có số lần KCB nội trú thấp hơn ngƣời khơng sử dụng BHYT. Điều này có thể giải thích là do đối tƣợng sinh viên thƣờng có sức khỏe tốt hơn, ít phải điều trị nội trú hơn so với các đối tƣợng khác. Với kết quả này, nghiên cứu có thể kết luận khơng tồn tại rủi ro đạo đức trong KCB nội trú. Kết quả này phù
hợp với Minh et al (2012), Phƣơng (2013).
Phân tích các biến kiểm soát khác.
Các biến về tuổi, tình trạng hơn nhân, và sức khỏe có cùng cách lý giải nhƣ đối với KCB ngoại trú. Biến tổng số ngƣời trong hộ khơng có ý nghĩa ở mơ hình KCB ngoại trú nhƣng có ý nghĩa ở KCB nội trú. Số ngƣời trong hộ tăng lên 1 thì số lần KCB nội trú giảm đi 0,056 lần. Điều này có thể giải thích là khi số ngƣời trong hộ gia đình nhiều, có ngƣời chăm sóc thì ngƣời bệnh thƣờng chọn đƣợc theo dõi, điều trị tại nhà hơn là phải nhập viện.
Biến thu nhập có tác động dƣơng đến số lần KCB nội trú. Khác với việc thu nhập khơng có tác động đến KCB ngoại trú, ở đây có thể cho rằng chi phí để điều trị
nội trú là một vấn đề đáng lƣu tâm đối với quyết định nhập viện. Cho dù ngƣời bệnh có đƣợc miễn phí KCB, thì vẫn phải phát sinh nhiều chi phí về ăn uống, giƣờng bệnh, chăm sóc, bồi dƣỡng thầy thuốc…dẫn đến việc đến việc thu nhập là một yếu tố phải cân nhắc trƣớc khi sử dụng dịch vụ nội trú.
Biến Vùng 1 và Vùng 5 đều có tác động âm đến số lần KCB nội trú cho thấy ngƣời sống ở Vùng 1 ( Đồng bằng sông Hồng) và Vùng 5 (Đơng Nam Bộ) có số lần KCB nội trú ít hơn so với ngƣời ở Vùng 6 và các vùng cịn lại. Đây là hai vùng có nhiều bệnh viện, việc đi lại dễ dàng nên khả năng tiếp cận các dịch vụ y tế cao và nhanh hơn. Có lẽ đây là lý do dẫn đến việc ngƣời ở Vùng 1 và Vùng 5 ít sử dụng KCB nội trú hơn, với cùng một tình trạng bệnh, nếu ngƣời ở các vùng khác phải nhập viện thì họ có thể lựa chọn điều trị ngoại trú và nhập viện ngay khi cần thiết. Không chỉ là việc một ngƣời thật sự bệnh mới điều trị nội trú (Minh et al, 2012) mà dựa vào các biến về vùng và tổng số ngƣời trong hộ gia đình, tác giả cịn cho rằng một ngƣời dù thật sự bệnh vẫn có sự cân nhắc trong điều trị nội trú và sẽ lựa chọn các phƣơng án điều trị khác hơn là nội trú nếu nhƣ có thể.
Tác giả có cách giải thích tƣơng tự đối với biến dân tộc, khi ngƣời dân tộc Kinh có số lần KCB nội trú ít hơn so với ngƣời dân tộc thiểu số. Ngƣời dân tộc thiểu số với việc đƣợc hỗ trợ chi phí KCB cũng nhƣ khoảng cách đến bệnh viện xa hơn, điều kiện đi lại khó khăn hơn rất nhiều so với ngƣời dân tộc Kinh vì vậy khi bệnh, họ có thể chọn việc điều trị nội trú vì tiện lợi hơn các phƣơng án điều trị khác. Đối với các biến về nghề nghiệp, ngƣời hƣu trí và thất nghiệp có số lần KCB nội trú nhiều hơn so với ngƣời làm nông nghiệp. Tác giả lựa chọn cách giải thích thiên về thời gian trong trƣờng hợp này. Khi bị bệnh thì ngƣời hƣu trí, thất nghiệp có thể dễ dàng quyết định nhập viện hơn so với ngƣời đi làm. Đối với biến Nhà lãnh đạo có số lần KCB nội trú ít hơn so với các nghề nghiệp khác có thể là do có bác sĩ chăm sóc sức khỏe tại nhà riêng, nên ít phải nhập viện hơn.
Tóm lại, kết quả nghiên cứu cho thấy có tồn tại rủi ro đạo đức trong KCB
ngoại trú (đối với loại hình BHYT tự nguyện, miễn phí và bắt buộc ) nhƣng không tồn tại rủi ro đạo đức trong KCB nội trú ( ở tất cả các loại hình BHYT).
Kết luận này phù hợp với kết quả nghiên cứu của Minh et al. (2012), Ngãi và Hồng (2012), N.V. Phuong (2013) nhƣng khác với Jowett (2001) khi ơng khơng tìm thấy sự hiện diện của rủi ro đạo đức. Sự khác biệt với kết quả của Jowett (2001) có thể đến từ dữ liệu khi ông thực hiện nghiên cứu dựa trên dữ liệu tự khảo sát đƣợc tiến hành ở 03 tỉnh Đồng Tháp, Ninh Bình, Hải Phịng vào năm 1999 trong khi nghiên cứu này sử dụng VHLSS 2012. Từ năm 1999 đến nay, đã có nhiều thay đổi đáng kể cả về đời sống xã hội lẫn các chính sách về BHYT.
Tóm tắt chương 5
Chƣơng 5 trình bày kết quả thống kê và kết quả hồi quy, phân tích và đƣa ra 03 kết luận chính:
Có lựa chọn ngược trong chương trình BHYT tự nguyện.
Có rủi ro đạo đức trong KCB ngoại trú (BHYT tự nguyện, miễn phí, bắt buộc) Khơng có rủi ro đạo đức trong KCB nội trú trong tất cả các loại hình BHYT.
Kết quả này phù hợp với một số nghiên cứu trƣớc đây trên dữ liệu VHLSS từ 2004-2010, cho thấy mặc dù có sự thay đổi chính sách về BHYT trong giai đoạn này nhƣng lựa chọn ngƣợc và rủi ro đạo đức vẫn chƣa đƣợc giải quyết.
Chƣơng 5 cho thấy các yếu tố có tác động đến xác suất mua BHYT là vùng, học vấn, thu nhập, dân tộc, thành thị, tổng số ngƣời trong hộ và sự hiện diện của rủi ro đạo đức trong KCB ngoại trú của tất cả các loại hình BHYT kể cả BHYT bắt buộc, miễn phí. Kết quả này đƣợc xem xét, hệ thống lại và đƣa ra hàm ý chính sách trong chƣơng tiếp theo.
CHƢƠNG 6 KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH
Thơng tin bất cân xứng với hai hệ quả lựa chọn ngƣợc và rủi ro đạo đức là vấn đề lớn của bất kỳ thị trƣờng bảo hiểm nào, kể cả BHYT. Đã có nhiều nghiên cứu đƣợc thực hiện tại nhiều quốc gia khác nhau nhằm kiểm định sự tồn tại của hai vấn đề này trong các chƣơng trình BHYT. Tại Việt Nam có nhiều nghiên cứu đã đƣợc thực hiện, tuy kết quả không hồn tồn giống nhau, nhƣng đều cho thấy có sự hiện diện của lựa chọn ngƣợc và rủi ro đạo đức tồn tại trong hệ thống BHYT nhà nƣớc.Với nhiều thay đổi về chính sách, cụ thể là Nghị định 62/2009 có hiệu lực thi hành từ tháng 10/2009, chƣa có nhiều nghiên cứu đƣợc thực hiện trên các bộ dữ liệu mới hơn kể từ năm 2010. Luận văn “Lựa chọn ngược và rủi ro đạo đức trong BHYT Việt Nam” sử dụng VHLSS 2012 có những kết quả sau,
Đối với lựa chọn ngƣợc. Nghiên cứu vẫn tìm thấy sự hiện diện của lựa chọn
ngƣợc trong chƣơng trình BHYT tự nguyện mặc dù Nghị định mới đã đƣa ra chế độ khuyến khích tham gia BHYT hộ gia đình với việc giảm mức phí kể từ ngƣời thứ 2 trở đi ( khoản 6, điểu 3 Nghị định 62/2009). Với việc tổng số ngƣời trong hộ có tác động gia tăng xác suất mua BHYT nhƣng rất ít cho thấy chế độ giảm mức phí thực sự có ảnh hƣởng đến quyết định mua nhƣng vẫn khơng thể loại bỏ đƣợc hiện tƣợng chỉ có ngƣời có sức khỏe kém mới thích mua BHYT. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Trong số các yếu tố có tác động đến quyết định mua BHYT, các yếu tố về trình độ học vấn, thu nhập, tổng số ngƣời trong hộ, thành thị, dân tộc và vùng đƣợc tác giả cho rằng cần lƣu ý trong việc thực hiện chính sách.
Trình độ học vấn, đại diện cho nhận thức của cá nhân có tác động tích cực đến quyết định mua BHYT, học vấn càng cao càng gia tăng sự hiểu biết về BHYT, dẫn đến gia tăng xác suất mua BHYT. Ngoài ra, yếu tố thành thị và dân tộc cũng có thể đƣợc xem là đại diện cho nhận thức và khả năng tiếp cận y tế khi ngƣời sống ở thành thị và dân tộc Kinh có lợi thế về việc tiếp cận thơng tin và dễ dàng sử dụng dịch vụ y tế hơn đã dẫn đến gia tăng xác suất mua BHYT.
Yếu tố thu nhập và tổng số ngƣời trong hộ có tác động tích cực đến xác suất mua BHYT, điều này cho thấy mức phí BHYT vẫn là một vấn đề lớn đối với ngƣời tham gia, khi mức phí giảm hoặc thu nhập tăng dẫn đến tỷ trọng chi cho BHYT trên tổng thu nhập ít hơn sẽ có tác động làm gia tăng xác suất mua. Theo một nghiên cứu của Bộ Y tế, có đến 45% ngƣời đƣợc phỏng vấn trả lời lý do không tham gia BHYT là do mức đóng cao (Bộ Y tế, 2013, trang 54, bảng 12).
Tuy nhiên, những kết luận về thu nhập, nhận thức trở nên không phù hợp khi đề cập đến yếu tố vùng. Với việc vùng 1 và vùng 5 là hai vùng có thu nhập bình qn cao nhất, có nhiều thuận lợi trong việc tiếp cận thông tin cũng nhƣ tiếp cận các cơ sở y tế lại có xác suất mua BHYT thấp hơn các vùng khác. Điều này đƣợc tác giả lý giải về mặt chất lƣợng KCB bằng BHYT. Chất lƣợng KCB bằng BHYT còn thấp, thủ tục phiền hà và thời gian chờ đợi lâu so với việc KCB bằng dịch vụ cùng với việc ngƣời dân ở vùng 1 và vùng 5 có nhiều sự lựa chọn hơn ở các loại hình BHYT tƣ nhân, các dịch vụ y tế tƣ nhân dẫn đến xác suất mua BHYT ở hai vùng này thấp.
Đối với rủi ro đạo đức. Kết quả cho thấy có sự hiện diện rủi ro đạo đức trong
KCB ngoại trú đối với 03 loại hình BHYT: tự nguyện, miễn phí, bắt buộc và khơng có rủi ro đạo đức trong KCB nội trú ở tất cả các loại hình BHYT. Kết quả này phù hợp với kết luận của Minh et al. (2012), Phƣơng (2013) dù đƣợc thực hiện bằng phƣơng pháp khác và sử dụng VHLSS từ 2004-2008..
Ngoài ra, khi xem xét yếu tố vùng, ta thấy vùng 6 (Đồng bằng sơng Cửu Long) có số lần KCB ngoại trú cao hơn so với các vùng khác. Theo nghiên cứu của Jowett (2001), ơng tìm thấy tỉnh Đồng Tháp ( thuộc vùng 6) có số lần KCB nhiều hơn so với tỉnh Hải Phòng và lý giải của ơng có thể là do khí hậu và mơi trƣờng sống. Hƣớng giải thích này có thể xem là phù hợp vì ngay cả với số lần KCB của những ngƣời khơng có thẻ BHYT ở vùng 6 cũng cao hơn so với các vùng khác. Tuy nhiên, ngồi lý do về khí hậu và mơi trƣờng, cần phải xem xét đến cả điều kiện kinh tế xã hội, vị trí địa lý cũng nhƣ hành vi rủi ro đạo đức tập trung nhiều ở vùng 6, phải
có nghiên cứu sâu hơn về những đặc điểm vùng có ảnh hƣởng đến số lần KCB của ngƣời dân ở vùng này.
Trong số 5.771 ngƣời có thẻ BHYT khi KCB ngoại trú, có đến 1.383 ngƣời (chiếm tỷ lệ 24%) có thẻ nhƣng khơng sử dụng. Điều này đồng nghĩa với việc họ từ bỏ quyền hƣởng BHYT và phải thanh toán nhƣ ngƣời khơng có thẻ BHYT. Lý do đƣợc cho là chất lƣợng KCB BHYT kém. Tuy nhiên, dù thời gian chờ đợi lâu và thủ tục phiền hà, BHYT vẫn xảy ra rủi ro đạo đức ở KCB ngoại trú đặc biệt là với đối tƣợng ngƣời thất nghiệp trong khi lại không xảy ra đối với KCB nội trú.
Sự khác biệt quan trọng giữa hai mơ hình KCB ngoại trú và nội trú đƣợc tác giả cho là có ảnh hƣởng lớn đến rủi ro đạo đức là yếu tố thu nhập. Thu nhập chỉ có ý nghĩa trong mơ hình 2 ( KCB nội trú) nhƣng khơng có ý nghĩa trong mơ hình 1 (KCB ngoại trú) và hƣớng giải thích là do chi phí KCB ngoại trú thấp, dẫn đến việc khơng có sự cân nhắc khi KCB ngoại trú nhiều lần, thể hiện qua việc thu nhập khơng có tác động đến số lần KCB. Vì vậy, việc gia tăng phí KCB, đặc biệt đối với các dịch vụ y tế thuộc danh mục KCB ngoại trú có thể là một biện pháp hạn chế rủi ro đạo đức.
Với kết quả tồn tại lựa chọn ngƣợc (chỉ có ngƣời có sức khỏe kém mới mua BHYT) và tồn tại rủi ro đạo đức trong KCB ngoại trú, đây là những hai yếu tố đƣợc cho là bất lợi đối với quỹ BHYT vì sẽ dẫn đến tình trạng kém an tồn khi số lƣợng ngƣời mua BHYT ít (do ngƣời có sức khỏe tốt khơng mua), mức chi cao do việc sử dụng quá mức cần thiết từ hành vi rủi ro đạo đức.
Tuy nhiên, kết quả quỹ BHYT năm 2012 vẫn kết dƣ hơn 5,6 tỷ đồng và tính lũy kế từ năm 2010 là gần 13.000 tỷ (Bảng 3.2). Điều này có vẻ mâu thuẫn với kết quả nghiên cứu. Tuy nhiên, việc kết dƣ là do tăng mức đóng BHYT, tăng mức lƣơng tối thiểu chung dẫn đến mức thu tăng trong khi giá viện phí khơng thay đổi (Mục 3.1 Chƣơng 3).
Biện pháp gia tăng phí KCB đã đƣợc chính phủ thực hiện qua việc ban hành thông tƣ 04/2012 điều chỉnh mức giá của 447 dịch vụ KCB. Ngồi việc kỳ vọng có thể hạn chế rủi ro đạo đức từ phía ngƣời sử dụng, việc tăng giá viện phí cũng đƣợc kỳ vọng làm gia tăng tỷ lệ tham gia BHYT do lợi ích hƣởng BHYT lớn hơn, đồng thời tăng kinh phí cho việc đầu tƣ chất lƣợng KCB. Tuy nhiên, với việc tăng giá các dịch vụ y tế, có thể là chính sách tăng mức phí tham gia BHYT nhằm tránh tình trạng vỡ quỹ, điều này lại có thể làm gia tăng tình trạng lựa chọn ngƣợc. Năm 2014,