Bảng 4.3a thể hiện kết quả hồi quy Tobit, trong hồi quy này tác giả đã xử lý vấn đề phương sai thay đổi và đa cộng tuyến bằng hồi quy có trọng số hộ. Các biến omitted trong bảng thể hiện vấn đề đa cộng tuyến đã được mơ hình loại bỏ tự động. Ví dụ Vùng ồng bằng sơng Mekơng bị omitted vì theo Bảng 4.3a, với cùng một biến tham gia mơ hình thì tỷ lệ phần trăm %) của tất cả vùng cộng lại đ ng ằng 100%, nên chắc chắn phải có 1 biến đa cộng tuyến hoàn hảo, và bị loại bỏ ra khỏi m hình ối với biến giáo dục, khơng bị omitted là do tổng gần bằng 100% trong Bảng mơ tả biến phân tích (có thể đặc điểm này của quan sát đã ị bỏ sót trong quá trình điều tra).
Tác giả nghiên cứu cho cả 2 năm 2012 và 2010. Với hai Bộ d liệu nghiên cứu độc lập VHLSS 2012 và VHLSS 2010, mơ hình hồi quy Tobit cho kết quả xử lý cụ thể như sau:
- Cột đầu tiên là tên các biến tham gia vào mơ hình hồi quy, trong mơ hình này tác giả đánh giá các iến độc lập như tuổi, giới tính chủ hộ, trình độ văn hóa, vùng miền sinh sống, đặc biệt là thu nhập hộ, chi bảo hiểm, chi ăn uống, chi không phải ăn uống tác động như thế nào đến biến Chi tiêu trực tiếp (tiền túi) OOP cho dịch vụ khám ch a bệnh.
- Cột thứ hai Coef. chính là hệ số hồi quy của mơ hình hồi quy Tobit, hồi quy Tobit thể hiện sự tác động (chiều hướng và độ lớn) của biến độc lập đó đến biến phụ thuộc OO như thế nào. Và vì vậy, nó cũng chính là tác động biên của biến trong mơ hình.
- Cột thứ ba Robust Std. Err nói lên sai số chuẩn của các biến hồi quy. ặc biệt, tiêu đề cột này xuất hiện từ “Robust” thể hiện m hình này đã được xử lý hiện tượng phương sai thay đổi.
- Cột thứ tư P-value, nếu p < 0,05 thì hệ số hồi quy của biến đó có ý nghĩ thống kê với mức ý nghĩa 5%; điều này nói lên rằng biến đang xem xét thật sự có tác động đến biến phụ thuộc trong mơ hình, với độ tin cậy 95%.
Cụ thể, với Bộ D liệu VHLSS năm 20 2 hệ số hồi quy của biến thu nhập hộ trong mơ hình là 0,02, nghĩa là nếu thu nhập hộ tăng lên đơn vị thì chi tiêu trực tiếp của hộ gia đình OOP) cũng tăng 0,02 đồng chi tiêu cho dịch vụ khám ch a bệnh. Và biến này có P-value =0,00 nên biến thu nhập thực sự có tác động đến chi tiêu sức khỏe trong mơ hình, với độ tin cậy trên 95%.
Tương tự, chi cho bảo hiểm có hệ số hồi quy bằng -0,11 (< 0), nhưng p- value bằng 0,68 (68%) lớn hơn 5%, nên có thể nhận định chi tiêu bảo hiểm chưa thật sự tác động đến chi trực tiếp cho y tế ở mức ý nghĩa 5%. gược lại, giới tính và tuổi có hệ số hồi quy đều dương, và p-value nhỏ hơn 0,05, nên đều có ý nghĩa thống kê, và các biến này có tác động đến chi tiêu trực tiếp cho y tế. Cụ thể, nếu chủ hộ là nam giới thì chi trực tiếp cho y tế của hộ gia đình đó nhiều hơn khoảng 614 ngàn đồng so với hộ có chủ hộ là n ; chi tiêu trực tiếp cho y tế của hộ cũng sẽ tăng 26,9 nghìn V D nếu tuổi chủ hộ tăng tuổi. Về dân tộc, nếu hộ thuộc dân tộc Kinh (hoặc dân tộc Hoa) thì chi tiêu y tế (OOP) của hộ có xu hướng cao hơn các dân tộc khác khoảng 1.563 nghìn đồng, với độ tin cậy trên 95%. Về vùng miền, chi tiêu cho y tế các hộ thuộc khu vực bờ biển Bắc Trung bộ thấp hơn 628,6 nghìn đồng, khu vực ng Nam bộ thấp hơn khoảng 903,7 nghìn đồng so với hộ thuộc các khu vực khác. Phát biểu về số liệu trên có mức ý nghĩa thống kê ở mức 5%.
hân tích như trên, ta thấy rằng các biến Học vấn của chủ hộ và vùng miền sinh sống dường như kh ng tác động đến chi tiền túi của hộ cho dịch vụ khám ch a bệnh, vì p-value > 0,05, và tác động của các biến này khơng có ý nghĩa thống kê.
Bảng 4.3a: Kết quả hồi quy TOBIT cho VHLSS 2012 và 2010
2012 2010
Robust Robust
CHI TIÊU TRỰC TIẾP - OOP Coef. Std. Err. P>t Coef. Std. Err. P>t
Thu nhập hộ 0,017 0,00 0,00 0,004 0,00 0,03
Chi mua ảo hiểm y tế -0,11 0,27 0,68 0,58 0,19 0,00
Tài trợ 1,09 0,08 0,00 0,60 0,10 0,00
Chi thức ăn 0,00 0,00 0,25 0,05 0,01 0,00
Chi cho kh ng phải thức ăn -0,04 0,01 0,01 -0,04 0,02 0,09
iới tính, nam = 614,88 206,27 0,00 -2,99 193,54 0,99
Tuổi 26,88 7,68 0,00 40,08 6,47 0,00
TT , thành thị = 225,69 244,91 0,36 -628,76 221,33 0,01
Dân tộc, inh oa= 1563,29 301,12 0,00 1594,01 199,35 0,00
ọc vấn của chủ hộ, h ng ằng cấp -20,05 470,56 0,97 394,17 275,67 0,15 Tiểu học 510,87 484,90 0,29 1181,29 313,92 0,00 THCS 475,68 486,54 0,33 690,61 277,49 0,01 THPT -4,39 534,06 0,99 741,75 328,81 0,02 C , và cao hơn -608,97 724,04 0,40 1828,92 571,45 0,00
2012 2010
Robust Robust
CHI TIÊU TRỰC TIẾP - OOP Coef. Std. Err. P>t Coef. Std. Err. P>t ồng ằng s ng ồng -348,16 299,11 0,24 -260,39 235,70 0,27 Trung du và miền n i phía ắc 275,01 425,80 0,52 -399,38 271,60 0,14 ờ iển ắc trung ộ -628,60 267,56 0,02 -481,40 222,45 0,03 Tây Nguyên 47,70 495,11 0,92 342,94 280,25 0,22
ng am ộ -903,73 341,82 0,01 355,58 364,94 0,33
ồng ằng s ng ekong 0,00 (omitted) 0,00 (omitted)
ệ số hồi quy -1688,36 580,80 0,00 -2680,66 500,12 0,00
/sigma 7663,48 476,27 7637,98 630,85
Obs. summary: 153 left-censored observations at oop<=0 505 left-censored observations at oop<=0 7008 uncensored observations 8671 uncensored observations
0 right-censored observations 0 right-censored observations
ối với kết quả hồi quy Tobit từ Bộ D liệu VHLSS 2010, nghiên cứu cho thấy khi thu nhập hộ tăng đơn vị thì chi tiêu hộ trực tiếp cho y tế tăng 0,004 đơn vị, và vẫn có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Vậy, kết quả phân tích từ VHLSS 2010 cũng cho kết quả tương tự như VHLSS 2012 là thu nhập của hộ gia đình tăng sẽ làm tăng chi tiêu của hộ trực tiếp cho y tế; nhưng tác động biên của thu nhập hộ đối với chi tiêu trực tiếp cho y tế của hộ trong bộ d liệu 2010 có giá trị é hơn tác động biên theo bộ d liệu 2012.
Hệ số hồi quy của biến chi phí bảo hiểm tiếp tục nhận giá trị âm (tác động âm đến chi tiêu trực tiếp cho y tế), nhưng lại kh ng có ý nghĩa thống kê, với mức ý nghĩa 5% gược lại, kết quả hồi quy theo VHLSS 2010 có ý nghĩa thống kê ở mức 5% nhưng hệ số hồi quy biến bảo hiểm y tế có giá trị dương. Vì vậy, có thể nhận định rằng chi bảo hiểm y tế chưa thật sự tác động làm giảm chi tiêu trực tiếp (OOP) của hộ gia đình cho dịch vụ chăm sóc sức khỏe như kỳ vọng. iều này cũng có ý nghĩa trong thực tế trong trường hợp của người nghèo; khi gặp vấn đề sức khỏe mà khơng có khả năng chi trả cũng không được bảo hiểm tài trợ, họ chấp nhận sống chung bệnh tật mà không sử dụng dịch vụ y tế. Nhưng nếu được bảo hiểm tài trợ đồng chi trả), số tiền chi trả của bệnh nhân giảm phù hợp với khả năng của họ, hộ nghèo khi đó sẽ sử dụng dịch vụ y tế nhiều hơn, OOP tăng lên tương ứng.
Hệ số tương quan gi a biến tài trợ và chi tiêu trực tiếp cho y tế nhận giá trị dương cho thấy mối quan hệ đồng biến gi a tài trợ với chi tiêu trực tiếp cho y tế (OOP) của hộ gia đình cho sức khỏe, và tương quan này có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5% Nghĩa là: nếu tài trợ cho hộ gia đình tăng đơn vị thì chi tiêu của hộ cho y tế tăng ,09 đơn vị (theo bộ d liệu 2012); nhưng với bộ d liệu 2010, số tiền chi cho dịch vụ y tế này chỉ tăng 0,6 đồng.
Kết quả này cũng phù hợp với thực tế cuộc sống ở Việt Nam hiện nay (người dân khó tiếp cận với dịch vụ y tế do không đủ khả năng chi trả). Trong khi thu nhập thấp, chi phí y tế lại cao, phần lớn người dân chấp nhận “sống chung với bệnh” và khi đó chi phí y tế thấp, thậm chí bằng khơng. Nhưng khi nhận được tài trợ, kết hợp với khoản thu nhập sẵn, khả năng tiếp cận với các
dịch vụ chăm sóc sức khỏe của họ tăng lên, người dân sẽ lựa chọn tăng chi tiêu sử dụng dịch vụ y tế nhiều để khắc phục vấn đề sức khỏe của họ.
Hệ số tương quan gi a chi cho ăn uống hàng ngày và chi OOP khơng có ý nghĩa thống kê. Vì vậy, chưa thể kết luận về sự tương quan gi a chi cho thực phẩm với chi tiêu trực tiếp cho y tế Tuy nhiên, tương quan iến chi cho hoạt động ngồi ăn uống lại có ý nghĩa thống kê, và biến này tác động âm đối với OO ghĩa là khi chi tiêu ngồi ăn uống tăng đơn vị, thì chi cho OOP giảm đi 0,04 đơn vị.
Nhìn chung, qua phân tích hai bộ d liệu VHLSS2012 và VHLSS2010 trên, ta nhận được kết quả: các yếu tố kinh tế xã hội như thu nhập, tài trợ, tuổi chủ hộ và dân tộc có tác động đến chi phí trực tiếp cho y tế gược lại, giáo dục, địa bàn, vùng miền sinh sống hầu như ít tác động đến OOP (trừ vùng ven biển Bắc Trung bộ, ng am ộ) hoặc chỉ có ý nghĩa trong một bộ d liệu. Nếu không kể các yếu tố tác động, chi tiêu trực tiếp cho y tế vẫn phải trả một mức cố định 1.688 triệu đồng cho chăm sóc sức khỏe, theo bộ VHLSS 2012.
Kết quả nghiên cứu trên cũng cho thấy vấn đề phát sinh trong đề tài nghiên cứu này ó là tương quan gi a biến phụ thuộc và nhiều biến giải thích lại kh ng có ý nghĩa thống kê. Nguyên nhân có thể do nguồn d liệu chưa thích hợp; cũng có thể do hiện tượng các biến khơng cùng dải giá trị, có sự chênh lệch rất lớn về giá trị nhận được của các biến ể kiểm chứng, khắc phục phần nào vấn đề nêu trên, tác giả sử dụng phương pháp iến đổi các biến số có giá trị lớn, bằng cách đặt biến mới bằng log nepe các biến có trị số lớn.
Sau khi biến đổi các biến, ta thu được kết quả hồi quy theo bảng 4.3b. So sánh kết quả hồi quy cho thấy: phương pháp iến đổi biến số giúp giải thích thêm tương quan gi a chi tiêu trực tiếp của hộ cho y tế với chi tiêu cho thực phẩm gược lại, kết quả bảng 4.3b khơng giải thích được tác động của chi ngồi ăn uống và độ tuổi đến OOP. Qua đó có thể kết luận rằng: phương pháp biến đổi biến không giúp cải thiện kết quả hồi quy trong trường hợp này.
Bảng 4.3b: Kết quả hồi quy TOBIT cho VHLSS 2012 và VHLSS 2010
2012 2010
Robust Robust
LOGARIT CHI TIÊU TRỰC TIẾP - OOP Coef. Std. Err. P>t Coef. Std. Err. P>t Log Thu nhập hộ 0,12 0,07 0,09 0,30 0,09 0,00 Log Chi mua ảo hiểm y tế -0,02 0,03 0,63 0,01 0,05 0,89
Log Tài trợ 0,58 0,03 0,00 0,51 0,03 0,00
Log Chi thức ăn 0,17 0,08 0,03 0,30 0,11 0,01
Log Chi cho kh ng phải thức ăn -0,02 0,07 0,76 -0,08 0,07 0,22 iới tính, nam = 0,22 0,07 0,00 0,06 0,10 0,52
Tuổi 0,00 0,00 0,45 0,00 0,00 0,12
TT , thành thị = -0,10 0,07 0,13 -0,14 0,10 0,16 Dân tộc, inh oa= 0,21 0,30 0,47 0,77 0,26 0,00 ọc vấn của chủ hộ, h ng ằng cấp -0,12 0,17 0,48 -0,26 0,20 0,19 Tiểu học 0,11 0,18 0,53 -0,19 0,20 0,35 THCS 0,10 0,18 0,60 -0,38 0,21 0,06 THPT -0,09 0,19 0,62 -0,31 0,22 0,16 C , và cao hơn -0,10 0,22 0,66 -0,61 0,27 0,02
2012 2010
Robust Robust
LOGARIT CHI TIÊU TRỰC TIẾP - OOP Coef. Std. Err. P>t Coef. Std. Err. P>t ồng ằng s ng ồng -0,07 0,10 0,49 0,22 0,12 0,07 Trung du và miền n i phía ắc 0,04 0,14 0,79 0,30 0,17 0,08 ờ iển ắc trung ộ -0,08 0,10 0,38 0,28 0,12 0,02
Tây Nguyên 0,13 0,20 0,51 0,10 0,18 0,58
ng am ộ -0,32 0,11 0,01 0,27 0,16 0,10
ồng ằng s ng Mekong 0,00 (omitted) 0,00 (omitted)
ệ số hồi quy 0,82 0,71 0,25 -1,54 0,87 0,08
/sigma 0,98 0,03 0,99 0.03
Obs. summary: 0 left-censored observations 0 left-censored observations 1217 uncensored observations 676 uncensored observations
0 right-censored observations 0 right-censored observations