5.2 Kết quả hồi quy
5.2.2Hồi quy kiểm định rủi ro đạo đức đối với KCB ngoại trú
Kiểm tra overdispersion
Bảng 5. 7 Thống kê chi tiết biến số lần KCB ngoại trú
Percentiles Smallest 1% 1 1 5% 1 1 10% 1 1 Obs 9186 25% 1 1 Sum of Wgt. 9186 50% 2 Mean 3.680383 Largest Std. Dev. 4.927582 75% 4 72 90% 8 74 Variance 24.28107 95% 12 80 Skewness 5.772207 99% 24 80 Kurtosis 56.78304
Nếu biến phụ thuộc (số lần KCB ngoại/ nội trú) có phƣơng sai lớn hơn trung bình, kết luận overdispersion và hồi quy Negative Binomial regression phù hợp hơn Poisson (Hutchinson and Holtman, 2005; Cameron and Trivedi, 2005).
Dựa vào Bảng 5.7, ta thấy biến số lần KCB ngoại trú có phƣơng sai lớn hơn trung bình và lệch phải, kết luận có overdispersion. Vì vậy, Negative Binomial regression phù hợp hơn so với Poisson.
Hồi quy với số lần KCB ngoại trú
Đối với số lần KCB ngoại trú, nghiên cứu thực hiện hồi quy OLS, Poisson và Negative Binomial regression.
Với OLS, R2 hiệu chỉnh không cao. Điều này cho thấy các biến độc lập trong mơ hình OLS chỉ giải thích đƣợc 8,66% cho sự biến động của biến phụ thuộc. Việc R2 trong hồi quy OLS thấp có thể là do số lần KCB cịn phụ thuộc vào nhiều yếu tố khác ngoài nghiên cứu nhƣ giá viện phí, giá thuốc phải trả, chất lƣợng bệnh viện, thủ tục và thời gian chờ đợi KCB …Do nghiên cứu chỉ tập trung vào hành vi rủi ro đạo đức của cá nhân và thiếu thông tin về biến nên không thể đƣa đầy đủ các yếu tố tác động khác vào mơ hình. Tuy nhiên, Prob>F=0.0000 nên mơ hình vẫn phù hợp với mẫu nghiên cứu (phụ lục 3.1)
Tiến hành các kiểm định cho mơ hình (phụ lục 3.2). Kiểm định đa cộng tuyến sau hồi quy OLS bằng lệnh VIF, các biến có VIF <10 nên kết luận khơng có hiện tƣợng đa cộng tuyến. Tiếp theo là phát hiện phƣơng sai thay đổi bằng kiểm định Breusch-Pagan, với Prob> chi2 =0.0000 <0.05 nên kết luận có hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi.
Chạy lại mơ hình hồi quy OLS, Poisson, Negative Binomial với tùy chọn robust nhằm khắc phục hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi và sử dụng lệnh mfx để tính tác động biên của mơ hình Poisson và Negative binomail. Kết quả đƣợc trình bày ở Bảng 5.8
Bảng 5.8 Kết quả hồi quy đối với số lần KCB ngoại trú
solanNGT
OLS Poisson Negative Binomial
Hệ số chuẩn Sai số Tác động biên Sai số chuẩn của tác động biên Tác động biên Sai số chuẩn của tác động biên sdBHYTMP (d) 1.174*** 0.149 1.144*** 0.19 0.962*** 0.156 sdBHYTTN (d) 1.426*** 0.158 1.287*** 0.172 1.282*** 0.163 sdBHYTBB (d) 0.397* 0.189 0.460** 0.161 0.383* 0.149 sdBHYTSV (d) 0.752 0.579 0.819 0.64 0.628 0.572 sdBHYTCN (d) 0.718 0.41 0.679 0.384 0.774 0.402 GTNam (d) -0.232* 0.104 -0.202* 0.099 -0.241** 0.087 Tuoi 0.020*** 0.004 0.018*** 0.004 0.018*** 0.004 ChuaKH (d) -0.448* 0.206 -0.443** 0.154 -0.494*** 0.139 SKTot (d) -0.57 0.699 -0.606* 0.25 -0.597* 0.253 SKKem (d) 0.727*** 0.165 0.627*** 0.185 0.615*** 0.164 tsnguoiHoGD -0.02 0.031 -0.022 0.028 -0.018 0.025 lnthunhap 0.022 0.085 0.019 0.079 0.048 0.074 Vung1 (d) -2.497*** 0.159 -1.800*** 0.093 -1.765*** 0.091 Vung2 (d) -2.850*** 0.196 -2.023*** 0.102 -1.993*** 0.099 Vung3 (d) -2.316*** 0.147 -1.658*** 0.096 -1.606*** 0.091 Vung4 (d) -2.133*** 0.216 -1.460*** 0.133 -1.467*** 0.124 Vung5 (d) -1.306*** 0.173 -0.865*** 0.136 -0.873*** 0.134 Thanhthi (d) 0.152 0.123 0.168 0.118 0.075 0.101 DTKinh (d) 0.443* 0.193 0.389* 0.192 0.303 0.181 DTHoa (d) -0.326 0.593 -0.184 0.487 -0.075 0.493 Daihoc (d) -0.065 0.301 -0.043 0.225 0.04 0.218 Bangnghe (d) 0.425 0.417 0.451 0.362 0.461 0.359 THPT (d) -0.243 0.173 -0.267* 0.124 -0.195 0.119 THCS (d) -0.023 0.132 -0.026 0.114 0.023 0.107 NhaLD (d) -0.192 0.534 -0.295 0.311 -0.302 0.3 GiaosuKysu (d) 0.097 0.282 -0.008 0.211 0.04 0.205 VPDV (d) 0.248 0.171 0.231 0.16 0.204 0.147 Congnghiep(d) -0.244 0.163 -0.305* 0.132 -0.267* 0.125 LDgiandon (d) -0.359 0.294 -0.302 0.253 -0.296 0.223 Huutri (d) 0.349 0.192 0.188 0.184 0.241 0.169 Thatnghiep(d) 1.468*** 0.231 1.263*** 0.31 1.219*** 0.276 dihoc (d) 0.065 0.475 -0.215 0.318 -0.183 0.296 _cons 3.329*** 0.673 N=9,186
Về cơ bản, dấu tác động của các biến độc lập đến số lần KCB ngoại trú ở 03 mơ hình đều giống nhau, chỉ khác nhau về mức độ tác động. Vài biến có ý nghĩa ở mơ hình này nhƣng khơng có ý nghĩa ở mơ hình khác (SKTot, DTKinh, THPT, Congnghiep) còn lại các biến trong 03 mơ hình hầu nhƣ tƣơng đồng về có ý nghĩa hoặc khơng có ý nghĩa thống kê ( bảng 5.8)
Xem xét hồi quy Zero-truncated.
Do biến số lần KCB ngoại trú có phƣơng sai lớn hơn trung bình (Bảng 5.7) và kiểm định estat gof của mơ hình hồi quy Poisson cho kết quả không phù hợp (phụ
lục 3.3) nên Negative Binomial regression phù hợp hơn ( Hutchinson and Holtman,
2005). Bên cạnh đó, biến số lần KCB ngoại trú trong nghiên cứu này có giá trị ít nhất là 1 (khơng có giá trị 0) do chỉ thực hiện kiểm định rủi ro đạo đức với các quan sát có KCB ngoại trú, nên dữ liệu phù hợp với mơ hình zero –truncated, cụ thể trong trƣờng hợp này Zero-truncated Negative Binomial. (Cameron and Trivedi, 2005).
Thực hiện hồi quy Zero-truncated Negative Binomial và so sánh kết quả giữa Zero-truncated Negative Binomial và Negative Binomial. Ta thấy các biến có sự giảm nhẹ về mức độ tác động trong zero-truncated Negative Binomial nhƣng dấu tác động và mức ý nghĩa là nhƣ nhau. Nghiên cứu sử dụng zero-truncated negative binomial để đƣa ra kết luận (Bảng 5.9)
Bảng 5.9 Kết quả hồi quy theo zero-truncated negative binomial regression.
solanNGT Negative Binomial
zero-truncated Negative Binomial Tác động biên Sai số chuẩn Tác động biên Sai số chuẩn sdBHYTMP(d) 0.962*** 0.156 0.677*** 0.121 sdBHYTTN(d) 1.282*** 0.163 0.988*** 0.135 sdBHYTBB(d) 0.383* 0.149 0.281* 0.122 sdBHYTSV(d) 0.628 0.572 0.374 0.473 sdBHYTCN(d) 0.774 0.402 0.667 0.346 GTNam (d) -0.241** 0.087 -0.210** 0.066 Tuoi 0.018*** 0.004 0.014*** 0.003 ChuaKH (d) -0.494*** 0.139 -0.426*** 0.102 SKTot (d) -0.597* 0.253 -0.468* 0.201 SKKem (d) 0.615*** 0.164 0.456*** 0.123 tsnguoiHoGD -0.018 0.025 -0.013 0.018 lnthunhap 0.048 0.074 0.057 0.054 Vung1 (d) -1.765*** 0.091 -1.207*** 0.067 Vung2 (d) -1.993*** 0.099 -1.354*** 0.067 Vung3 (d) -1.606*** 0.091 -1.090*** 0.066 Vung4 (d) -1.467*** 0.124 -0.999*** 0.081 Vung5 (d) -0.873*** 0.134 -0.595*** 0.095 Thanhthi (d) 0.075 0.101 0.006 0.074 DTKinh (d) 0.303 0.181 0.191 0.138 DTHoa (d) -0.075 0.493 0.055 0.387 Daihoc (d) 0.04 0.218 0.097 0.174 Bangnghe (d) 0.461 0.359 0.398 0.306 THPT (d) -0.195 0.119 -0.118 0.095 THCS (d) 0.023 0.107 0.048 0.085 NhaLD (d) -0.302 0.3 -0.269 0.227 GiaosuKysu(d) 0.04 0.205 0.032 0.163 VPDV (d) 0.204 0.147 0.131 0.112 Congnghiep(d) -0.267* 0.125 -0.196* 0.095 LDgiandon(d) -0.296 0.223 -0.224 0.156 Huutri (d) 0.241 0.169 0.172 0.124 Thatnghiep(d) 1.219*** 0.276 0.943*** 0.213 dihoc (d) -0.183 0.296 -0.219 0.242 N= 9,186 * p<0.05, ** p<0.01, *** p<0.001
Kết luận có tồn tại rủi ro đạo đức trong KCB ngoại trú.
Đầu tiên, xem xét các biến độc lập đƣợc dùng để đánh giá rủi ro đạo đức trong BHYT là các biến về sử dụng BHYT. Ta thấy các biến sdBHYTMP, sdBHYTTN, sdBHYTBB đều có ý nghĩa thống kê và dấu tác động dƣơng. Cụ thể, trong điều kiện các yếu tố khác khơng đổi, ngƣời có sử dụng BHYT tự nguyện có số lần KCB ngoại trú cao hơn so với ngƣời không sử dụng BHYT 0,988 lần, ngƣời có BHYT miễn phí và bắt buộc có số lần KCB ngoại trú cao hơn so với ngƣời không sử dụng BHYT 0,677 và 0,281 lần. Hai biến sdBHYTSV và sdBHYTCN khơng có ý nghĩa thống kê, cho thấy khơng có sự khác biệt số lần KCB ngoại trú giữa ngƣời sử dụng BHYT sinh viên, BHYT cận nghèo với ngƣời không sử dụng BHYT.
Với kết quả trên, ta thấy số lần KCB ngoại trú của ngƣời có sử dụng BHYT tự nguyện cao nhất, tiếp đến là loại hình BHYT miễn phí và cuối cùng là BHYT bắt buộc. Nghiên cứu kết luận tồn tại rủi ro đạo đức trong KCB ngoại trú đối với
loại hình BHYT miễn phí, tự nguyện, bắt buộc và khơng có bằng chứng về rủi ro đạo đức trong KCB ngoại trú ở loại hình BHYT sinh viên, BHYT cận nghèo. Kết luận này ủng hộ kết quả nghiên cứu của Minh et al (2012) khi cho rằng có rủi ro đạo đức trong KCB ngoại trú ở BHYT tự nguyện và bắt buộc, Phƣơng (2013) không cụ thể từng loại hình BHYT nhƣng cũng tìm thấy rủi ro đạo đức trong KCB ngoại trú. Việc đối tƣợng sử dụng BHYT cận nghèo khơng có rủi ro đạo đức mặc dù mức cùng chi trả chi phí KCB thấp (5%) có thể là do điều kiện kinh tế khó khăn, nên dù mức chi trả thấp, đối với họ cũng là một khoản chi phí cần phải cân nhắc. Tiếp theo là đối tƣợng sử dụng BHYT sinh viên, tác giả cũng có cách lý giải tƣơng tự. Thêm vào đó, sinh viên là những ngƣời ở độ tuổi khỏe mạnh, ít quan tâm đến KCB cũng nhƣ khơng thích sử dụng thời gian vào việc đi KCB nhiều lần.
Ngoài các biến về sử dụng BHYT, các biến độc lập khác có tác động đến số lần KCB ngoại trú bao gồm: GTNam, Tuoi, ChuaKH, SKTot, SKKem, Vung1, Vung2, Vung3, Vung4, Vung5, Congnghiep, Thatnghiep.
Giới tính và tình trạng hơn nhân cũng có tác động đến số lần KCB ngoại trú với việc nữ có số lần KCB ngoại trú cao hơn 0,21 lần so với nam giới trong điều kiện các yếu tố khác không đổi và ngƣời chƣa kết hơn có số lần KCB ngoại trú ít hơn ngƣời đã kết hôn 0,426 lần. Kết quả này khác với Jowett (2001) khi khơng tìm thấy tác động của giới tính và hôn nhân đến số lần KCB, Tomislav and Danijel (2008) cũng khơng tìm thấy tác động của giới tính, khơng có biến tình trạng hôn nhân trong nghiên cứu. Ở đây, tác giả thiên về hƣớng giải thích là do sự lo ngại rủi ro và quan tâm sức khỏe của nữ giới cũng nhƣ ngƣời đã kết hôn nhiều hơn so với nam giới và ngƣời chƣa kết hôn.
Xét về tuổi và sức khỏe, ta thấy tuổi có tác động làm gia tăng số lần KCB ngoại trú và ngƣời có sức khỏe tốt ít KCB ngoại trú hơn so với ngƣời có sức khỏe trung bình, kém. Điều này phù hợp với hầu hết kết quả của các nghiên cứu và hợp lý khi tuổi cũng đại diện cho tình trạng sức khỏe, tuổi càng cao sức khỏe càng kém và ngƣời có sức khỏe kém thƣờng sử dụng KCB nhiều hơn.
Đối với các biến về nghề nghiệp, ta thấy chỉ có hai biến có ý nghĩa là congnghiep và that nghiep. Ngƣời làm trong lĩnh vực cơng nghiệp sẽ có số lần KCB ngoại trú thấp hơn ngƣời làm nông nghiệp 0,196 lần và ngƣời thất nghiệp có số lần KCB ngoại trú cao hơn so với ngƣời làm nông nghiệp 0,943 lần. Điều này có thể là do ngƣời làm trong lĩnh vực cơng nghiệp ít có thời gian hơn so với ngƣời làm nơng, cịn ngƣời thất nghiệp thƣờng có nhiều thời gian hơn so với ngƣời đang làm việc, vì vậy ngƣời thất nghiệp có điều kiện sử dụng các dịch vụ KCB ngoại trú nhiều hơn còn ngƣời làm cơng nghiệp thì ít hơn. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Đối với tác động của vùng miền đến việc KCB ngoại trú, ta thấy trong mơ hình các biến về vùng đều có ý nghĩa thống kê và đều có tác động âm đến số lần
KCB ngoại trú cho thấy ngƣời ở vùng 6 có số lần KCB ngoại trú cao hơn so với các vùng còn lại. Kết quả này ủng hộ một phần kết quả của Jowett (2001) khi ơng tìm thấy ngƣời sống ở Hải Phòng ( thuộc vùng 1) ít sử dụng dịch vụ y tế hơn so với ngƣời ở Đồng Tháp (vùng 6). Ơng cho rằng ngun nhân có thể đến từ sự khác biệt về mơi trƣờng sống và khí hậu. Ở nghiên cứu này, tác giả cho rằng ngồi ngun nhân về mơi trƣờng, khí hậu thì cịn có thể do điều kiện kinh tế xã hội, vị trí địa lý của từng vùng cũng ảnh hƣởng đến sự khác biệt về số lần KCB ngoại trú giữa các vùng.